Tóm tắt Luận án Ứng dụng phương pháp hồi quy phân vị phân tích chênh lệch tiền lương ở Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH -------------- TRẦN THỊ TUẤN ANH ỨNG DỤNG PHƯƠNG PHÁP HỒI QUY PHÂN VỊ PHÂN TÍCH CHÊNH LỆCH TIỀN LƯƠNG Ở VIỆT NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ NĂM 2015 ii iii BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH ------------ TRẦN THỊ TUẤN ANH ỨNG DỤNG PHƯƠNG PHÁP HỒI QUY PHÂN VỊ PHÂN TÍCH CHÊNH LỆCH TIỀN LƯƠNG Ở VIỆT NAM Chuyên ngành : Lý thuyết xác suất và thống kê toán học Mã số : 62.46.01.06 LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: 1. PGS TS Lê Văn Phi 2. TS Bùi Phúc Trung NĂM 2015 iv v Công trình được hoàn thành tại : ................................................................................ Người hướng dẫn khoa học : 1. PGS TS Lê Văn Phi 2. TS Bùi Phúc Trung Phản biện 1 : .......................................................... Phản biện 2 : .......................................................... Phản biện 3 : .......................................................... Luận án sẽ được bảo vệ trước Hội đồng chấm luận án cấp trường họp tại ............................................. ............................................................................... Vào hồi giờ ngày tháng năm Có thể tìm hiểu luận án tại thư viện ............................................................................. ............................................................................. ............................................................................. vi vii DANH MỤC CÁC CÔNG TRÌNH CỦA TÁC GIẢ 1. Trần Thị Tuấn Anh (2013). Phân tích chênh lệch thu nhập theo giới tính ở tp. Hồ chí minh bằng hồi quy phân vị, Tạp chí Phát triển Kinh tế (277), 21-37 2. Trần Thị Tuấn Anh (2014). Ước lượng hàm hồi quy tiền lương ở Việt Nam giai đoạn 2002 – 2010 bằng thủ tục Heckman 2 bước, Tạp chí Phát triển Kinh tế (DS), tháng 6-2014, 137-150 3. Trần Thị Tuấn Anh (2015). Phân tích tác động của bằng cấp đến tiền lương ở VN bằng phương pháp hồi quy phân vị, Tạp chí Phát triển Kinh tế, tháng 1-2015, 95-116 4. Trần Thị Tuấn Anh. (2015). Phân rã chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn ở Việt Nam bằng phương pháp hồi quy phân vị. Tạp chí Kinh tế và Phát triển, Trường Đại học Kinh tế Quốc dân Hà Nội, số 219, tháng 9-2015, 20-29. 5. Trần Thị Tuấn Anh. (2015). Tác động của bằng cấp đến tiền lương tại thành thị - nông thôn ở Việt Nam: tiếp cận bằng phương pháp hồi quy phân vị. Tạp chí Khoa học Kinh tế - Đại học Kinh tế - Đại học Đà Nẵng, Năm 2015(3), 11-20. viii PHẦN MỞ ĐẦU 1. Lý do chọn đề tài Tiền lương là một trong những yếu tố tạo động lực quan trọng nhất trong lao động. Sự tồn tại của chênh lệch tiền lương là tất yếu. Theo lý thuyết kinh tế, có thể phân chia các nguyên nhân của chênh lệch tiền lương thành hai nhóm. Nhóm thứ nhất có thể kể đến các nguyên nhân xuất phát từ sự thay đổi của thị trường lao động, sự khác nhau hoặc sự thay đổi của môi trường lao động tại nơi làm việc, do sự khác nhau về tính chất của công việc hoặc do sự khác nhau về đặc điểm của bản thân người lao động. Nhóm thứ hai bao gồm các nguyên nhân về sự kỳ thị hoặc là do sự phân biệt đối xử trong xã hội hoặc của người sử dụng lao động đối với người lao động. Nhóm nguyên nhân này dẫn đến sự bất bình đẳng trong xã hội. Do vậy, nhằm (1) xác định mức độ chênh lệch tiền lương tại Việt Nam, (2) xác định các yếu tố thực sự tác động đến tiền lương và (3) phân rã khoảng chênh lệch tiền lương để làm rõ phần chênh lệch giải thích theo nhóm nguyên nhân thứ nhất và phần thể hiện bất bình đẳng theo nhóm nguyên nhân thứ hai nói trên, đề tài “Ứng dụng phương pháp hồi quy phân vị phân tích chênh lệch tiền lương ở Việt Nam” được chọn làm đề tài cho luận án tiến sĩ của tác giả tại trường Đại học Kinh tế TPHCM. 2. Mục tiêu nghiên cứu Để thực hiện các mục đích trên, đề tài hướng đến việc hoàn thành các mục tiêu sau đây: 2 1) Giới thiệu cơ sở lý thuyết và khả năng ứng dụng phương pháp hồi quy phân vị và phương pháp phân rã chênh lệch tiền lương dựa trên hồi quy phân vị. 2) Thực hiện hồi quy phân vị hàm tiền lương thực tế ở Việt Nam bằng phương pháp hồi quy phân vị có hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu và khắc phục nội sinh. 3) Xác định khoảng chênh lệch tiền lương theo giới tính và phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính trong giai đoạn 2002 - 2012 4) Xác định khoảng chênh lệch tiền lương theo khu vực (thành thị - nông thôn) và phân rã khoảng chênh lệch tiền lương này trong giai đoạn 2002 - 2012. 5) Xác định mức tăng lương theo thời gian từ năm 2002 đến năm 2012. Phân rã sự tăng lương này thành hai phần : phần tăng lương là do thay đổi về đặc điểm lao động và phần tăng lương là do thay đổi hệ số hồi quy. 3. Đối tượng – phạm vi nghiên cứu Đề tài này được thực hiện đựa trên bộ số liệu khảo sát mức sống hộ gia đình (VHLSS) năm 2002 và 2012 do Tổng cục Thống kê công bố. Đề tài là nghiên cứu tiền lương thực tế theo giờ của các đối tượng trong độ tuổi lao động trên lãnh thổ Việt Nam. 4. Ý nghĩa khoa học và ý nghĩa thực tiễn Với mục tiêu nghiên cứu và phương pháp nghiên cứu được lựa chọn, đề tài của luận án mang lại các ý nghĩa khoa học và thực tiễn sau đây: 3 (a) Đề tài áp dụng phương pháp hồi quy phân vị, một kỹ thuật hồi quy được giới thiệu bởi Koenker & Bassett (1978) và đã được dùng rất rộng rãi trên thế giới nhưng chưa phổ biến ở Việt Nam. Rất ít các đề tài nghiên cứu ở Việt Nam áp dụng kỹ thuật hồi quy phân vị, đặc biệt là áp dụng trong nghiên cứu hàm tiền lương và phân rã chênh lệch tiền lương. (b) Đề tài trình bày một cách ngắn gọn, đầy đủ và có hệ thống về lý thuyết của phương pháp hồi quy phân vị. Đây là điều mà cho đến nay chưa có tác giả ở Việt Nam nào thực hiện. (c) Hàm tiền lương của các nhóm lao động được ước lượng bằng phương pháp hồi quy phân vị có hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu và có xử lý hiện tượng nội sinh trong mô hình, đem lại ước lượng vững và đáng tin cậy. (d) Đề tài xây dựng và ước lượng hàm tiền lương ở Việt Nam bằng phương pháp hồi quy phân vị cho từng nhóm lao động cụ thể : lao động nam và lao động nữ, lao động thành thị và lao động nông thôn, lao động nam ở thành thị và lao động nữ ở thành thị, lao động nam ở nông thôn và lao động nữ ở nông thôn. (e) Đề tài xác định mức chênh lệch tiền lương theo giới tính ở Việt Nam (trên toàn bộ mẫu số liệu cũng như ở từng khu vực thành thị - nông thôn). Đồng thời đề tài nghiên cứu sự thay đổi các mức chênh lệch này theo thời gian bằng cách so sánh kết quả tính toán giữa năm 2002 với 2012. (f) Đề tài phân rã khoảng chênh lệch tiền lương theo giới tính để xác định phần chênh lệch tiền lương thể hiện qua phần chênh lệch về đặc điểm lao động và phần chênh lệch thể hiện qua sự khác nhau 4 về hệ số hồi quy (được xem như là dấu hiệu của phân biệt đối xử tiền lương giữa nam và nữ) (g) Đề tài xác định mức chênh lệch tiền lương giữa hai khu vực thành thị và nông thôn ở Việt Nam và nghiên cứu sự thay đổi của mức chênh lệch này theo thời gian bằng cách so sánh kết quả tính toán giữa hai hai thời điểm nghiên cứu là năm 2002 và 2012. (h) Đề tài phân rã khoảng chênh lệch tiền lương giữa hai khu vực thành thị và nông thôn nhằm xác định phần chênh lệch thể hiện qua khác nhau về đặc điểm lao động và phần chênh lệch thể hiện thông qua khác nhau về hệ số hồi quy (được xem như là dấu hiệu của sự khác nhau trong chính sách đãi ngộ của khu vực thành thị - nông thôn) CHƯƠNG 1 CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ HÀM TIỀN LƯƠNG VÀ VẤN ĐỀ PHÂN RÃ CHÊNH LỆCH TIỀN LƯƠNG BẰNG HỒI QUY PHÂN VỊ 1.1. Hàm tiền lương Mincer (1974) và các nghiên cứu mở rộng Khi đó, phương trình tiền lương của Mincer sẽ có dạng 2ln tw s z z       Trong đó : w : tiền lương; s : số năm đi học và z: số năm kinh nghiệm. Card (1994. Card (1994) mở rộng dạng hàm tiền lương Mincer thành dạng: 2ln .tw s z z X u          (1.1) Trong đó : X đại diện cho các biến độc lập khác có tác động đến tiền lương như giới tính, công việc, ngành nghề. 5 Sau nghiên cứu của Card D.(1994), rất nhiều các nghiên cứu khác đã mở rộng phương trình tiền lương của Mincer bằng sử dụng những biến độc lập khác nhau trong hàm tiền lương Mincer (1974) mở rộng. 1.2. Phương pháp hồi quy phân vị Phương pháp hồi quy phân vị được Koenker & Bassett giới thiệu lần đầu tiên năm 1978. Xét hàm hồi quy tuyến tính i i iY X u  ,với mỗi phân vị τ ϵ (0,1) ta tìm 1 1ˆ arg min ( ). k n i i R i Y X n             Hàm hồi quy phân vị ở phân vị  sẽ là ˆ( | )i i iQ Y X X  (1.14) 1.3. Phương pháp hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu Heckman J. (1979) phát biểu nguy cơ ước lượng hàm tiền lương bị chệch do chọn mẫu và đề xuất thủ tục để hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu theo hai bước. Buchinsky (1998a và 2001) là người đầu tiên đề xuất việc hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu đối với phương pháp hồi quy phân vị 1.4. Vấn đề nội sinh và phương pháp hồi quy phân vị hai bước (two - stage quantile regression) Chevapatrakul và các cộng sự (2009) đề xuất phương pháp 2SQR (two-stage quantile regression) để xử lý nội sinh đối với hồi quy phân vị. 1.5. Phương pháp phân rã chênh lệch bằng hồi quy phân vị 6 Phương pháp phân rã chênh lệch bằng hồi quy phân vị được Machado - Mata (2005) phát triển từ phương pháp phân rã của Oaxaca – Blinder (1973). Chênh lệch tiền lương giữa hai nhóm sẽ được phân rã thành hai phần phần chênh lệch tiền lương gây ra bởi sự chênh lệch trong hệ số hồi quy và phần chênh lệch tiền lương ở xét gây ra bởi chênh lệch về đặc điểm giữa hai nhóm lao động. CHƯƠNG 2 TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU VỀ CHÊNH LỆCH TIỀN LƯƠNG 2.1. Tổng quan các nghiên cứu về chênh lệch tiền lương trên thế giới Một số nghiên cứu tiêu biểu trước khi hồi quy phân vị được áp dụng vào phân tích tiền lương : Khởi đầu với nghiên cứu của Edgewort (1922). Tiếp theo có các nghiên cứu khác của Becker(1957), Dunlop (1957), Slichter (1950), Cullen (1956), Dalton & Ford(1977) và Long & Link(1983), Dickens & Katz (1987), Krueger & Summers(1988) và Groshen (1991), Ferber & Green (1982); Lindley, Fish và Jackson (1992), Blackaby, Booth và Frank (2005) Một số nghiên cứu tiêu biểu về chênh lệch tiền lương áp dụng hồi quy phân vị vào hàm tiền lương : Buchinsky (1994) đã khởi xướng việc ứng dụng phương pháp hồi quy phân vị trong việc ước lượng hàm hồi quy biến tiền lương. Tiếp theo là các nghiên cứu khác của Fortin and Lemieux (1998) ,Ajwad và các cộng sự (2002), Albrecht và các cộng sự (2003), Machado & Mata (2005), Melly (2006) Gunawardena 7 (2006) Arulampalam và các cộng sự (2007), Nestic (2010), Del Río, Gradín & Cantó (2011). 2.2. Tổng quan các nghiên cứu ở Việt Nam Rất ít các nghiên cứu ở Việt Nam dùng hồi quy phân vị để hồi quy hàm tiền lương và phân rã chênh lệch tiền lương. Tiêu biểu có thể kể đến nghiên cứu của Hung và các cộng sự (2007a) và Hung T.P và các cộng sự (2007b). CHƯƠNG 3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1. Số liệu sử dụng trong đề tài Đề tài sử dụng bộ số liệu VHLSS năm 2002 và 2012 để thực hiện hồi quy hàm tiền lương ở Việt Nam và phân tích chênh lệch tiền lương. Để loại bỏ phần tiền lương thay đổi do trượt giá, các số liệu sử dụng trong đề tài đã được quy đổi tiền lương về cùng một năm gốc để so sánh mức tăng lương thực tế. Số liệu tiền lương được biểu diễn trên hàm mật độ kernel cho thấy sự thay đổi về cả vị trí và hình dáng hàm mật độ tiền lương của người lao động theo giới tính và khu vực thành thị nông thôn cho thấy việc lựa chọn hồi quy phân vị là phù hợp để xây dựng hàm tiền lương ở Việt Nam 3.2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU CỦA ĐỀ TÀI Đề tài sử dụng hàm tiền lương Mincer mở rộng có hàm hồi quy : 8 1 2 3 4 5 6 6 5 1 1 3 1 lnTienLuong + + _ + i i i i i i i i i HonNhan GioiTinh ThanhThi KinhNghiem KinhNghiem sq BangCap NganhNghe LoaiHinh                       5 1 .i i i i VungMien u   Trong đó - biến BangCapi ( 1,6i  ) là các biến giả về bằng cấp, lần lượt nhận giá trị bằng 1 ứng với các bằng cấp là Tiểu học, Trung học cơ sở, Trung học phổ thông, Học nghề, Cao đẳng – Đại học, Sau đại học. - Biến NganhNghei ( 1,5i  ) là các biến giả về ngành nghề, lần lượt nhận giá trị bằng 1 với các ngành nghề là Chuyên môn kỹ thuật, Dịch vụ - bán hàng, Lao động kỹ thuật, Lao động giản đơn, Quân đội – Lãnh đạo. - Biến LoaiHinhi ( 1,3i  ) là các biến giả về loại hình doanh nghiệp, lần lượt nhận giá trị bằng 1 với các loại hình doanh nghiệp là Kinh tế nhà nước, Kinh tế tư nhân, Kinh tế có vốn đầu tư nước ngoài. - Biến VungMieni ( 1,5i  ) là các biến giả về vùng miền, lần lượt nhận giá trị bằng 1 với các vùng miền là đồng bằng sông Hồng, Bắc trung bộ và duyên hải miền Trung, Tây Nguyên, Đông nam bộ, Đồng bằng sông Cửu Long. 9 Để có được tính vững cho các ước lượng tính toán, đề tài tiến hành Hiệu chỉnh tính chệch do chọn mẫu theo phương pháp do Buchinsky(1998) và xử lý hiện tượng nội sinh trong hàm tiền lương bằng 2SQR do Chevapatrakul et al. (2009). Sau đó, đề tài sử dụng phương pháp phân rã sự chênh lệch tiền lương giữa hai nhóm lao động theo phương pháp Machado - Mata (2005) để cho thấy phần chênh lệch tiền lương gây ra do chênh lệch của các biến độc lập giữa hai nhóm lao động và phần chênh lệch gây ra do chênh lệch về hệ số hồi quy. CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1. Áp dụng phương pháp hồi quy phân vị để ước lượng hàm tiền lương ở việt nam Bằng cấp càng cao thì mức tiền lương người lao động nhận được càng nhiều. Với số liệu năm 2012, ở những nhóm bằng cấp không cao (Tiểu học, Trung học cơ sở, Trung học phổ thông), hệ số hồi quy của lao động nữ cao hơn lao động nam. Nhưng ở những nhóm bằng cấp cao (Cao đẳng – Đại học, Sau đại học), hệ số hồi quy của lao động nam lại cao hơn so với lao động nữ. Với biến giả Cao đẳng – Đại học, Sau đại học, hệ số hồi quy cao hơn rất nhiều so với các biến giả ứng với các nhóm bằng cấp còn lại. Hồi quy hàm tiền lương của nhóm lao động nam và nhóm lao động nữ Trích bảng B.2 :Kết quả hồi quy phân vị hàm tiền lương ở nhóm lao động nam giới và nữ giới năm 2012 Hồi quy hàm tiền lương ở Nam giới năm 2012 Hàm hồi quy tiền lương nữ giới năm 2012 Biến độc lập 2SLS 2SQR - Hồi quy phân vị 2SLS 2SQR - Hồi quy phân vị 10% 25% 50% 75% 90% 10% 25% 50% 75% 90% TieuHoc 0.0788*** 0.126** 0.0780** 0.0797*** 0.0116 0.0273 0.138*** 0.0948 0.141*** 0.166*** 0.155*** 0.0524 [2.690] [2.385] [1.963] [2.672] [0.338] [0.572] [3.631] [1.102] [3.128] [4.568] [3.871] [0.869] THCS 0.121*** 0.169*** 0.132*** 0.107*** 0.0475 0.0845* 0.179*** 0.169* 0.194*** 0.183*** 0.175*** 0.122* [4.013] [3.099] [3.238] [3.488] [1.349] [1.719] [4.497] [1.878] [4.110] [4.800] [4.174] [1.925] THPT 0.212*** 0.233*** 0.199*** 0.172*** 0.148*** 0.203*** 0.294*** 0.198* 0.242*** 0.268*** 0.259*** 0.310*** [5.884] [3.588] [4.072] [4.678] [3.519] [3.461] [6.285] [1.869] [4.373] [5.971] [5.257] [4.167] HocNghe 0.306*** 0.275*** 0.233*** 0.251*** 0.283*** 0.404*** 0.288*** 0.218* 0.274*** 0.305*** 0.340*** 0.296*** [9.123] [4.533] [5.106] [7.340] [7.213] [7.375] [5.843] [1.949] [4.690] [6.449] [6.564] [3.782] CaoDang_ 0.636*** 0.580*** 0.542*** 0.530*** 0.562*** 0.700*** 0.532*** 0.476*** 0.537*** 0.511*** 0.547*** 0.576*** DaiHoc [15.590] [7.862] [9.785] [12.748] [11.776] [10.513] [9.823] [3.878] [8.365] [9.836] [9.593] [6.680] SauDaiHoc 1.047*** 0.934*** 0.969*** 0.925*** 1.066*** 1.193*** 0.778*** 0.888*** 0.816*** 0.757*** 0.735*** 0.649*** [12.302] [6.074] [8.384] [10.661] [10.705] [8.589] [7.424] [3.733] [6.564] [7.519] [6.663] [3.889] Các biến kiếm soát Có Có Có Có Có Có Có Có Có Có Có Có t-stat trong ngoặc [] *, **, *** : có ý nghĩa với 10%, 5%, 1% Nguồn : Tính toán của tác giả từ số liệu của Tổng cục Thống kê Hồi quy hàm tiền lương của nhóm lao động thành thị và nhóm lao động nông thôn Bằng cấp càng cao thì tiền lương người lao động nhận được càng lớn cũng xảy ra cả ở thành thị và nông thôn. Ngoại trừ bằng cấp Sau đại học, hệ số hồi quy theo bằng cấp ở khu vực nông thôn có xu hướng cao hơn hệ số hồi quy tương ứng ở khu vực thành thị. Đặc biệt là ở những phân vị thấp của biến log-tiền lương thực tế. Bên cạnh đó, ở những 11 nhóm bằng cấp như Tiểu học-Trung học cơ sở - Trung học phổ thông, hệ số hồi quy ở khu vực nông thôn càng giảm khi xét phân vị càng cao. Trong khi đó, hệ số hồi quy khu vực thành thị không rõ ràng. Ngược lại, ở những nhóm bằng cấp như Học nghề - Cao đẳng - Đại học, hệ số hồi quy ở khu vực thành thị càng tăng ở phân vị càng cao, trong khi biến đổi của hệ số hồi quy khu vực nông thôn không rõ ràng. Trích bảng B.4 :Kết quả hồi quy phân vị hàm tiền lương ở thành thị và nông thôn5 năm 2012 Hồi quy hàm tiền lương ở thành thị năm 2012 Hàm hồi quy tiền lương nông thôn năm 2012 Biến độc lập 2SLS Hồi quy phân vị 2SLS Hồi quy phân vị 10% 25% 50% 75% 90% 10% 25% 50% 75% 90% TieuHoc 0.000577 -0.0693 0.0173 0.0761 0.000257 -0.0479 0.148*** 0.176*** 0.183*** 0.143*** 0.102*** 0.0604 [0.012] [-0.773] [0.280] [1.431] [0.004] [-0.506] [5.585] [3.113] [5.242] [5.535] [3.558] [1.544] THCS 0.0556 0.0402 0.0755 0.116** 0.0509 0.0308 0.190*** 0.294*** 0.227*** 0.153*** 0.148*** 0.101** [1.125] [0.440] [1.196] [2.132] [0.805] [0.318] [6.878] [4.972] [6.236] [5.665] [4.953] [2.467] THPT 0.176*** 0.0512 0.159** 0.218*** 0.137** 0.235** 0.301*** 0.343*** 0.290*** 0.217*** 0.245*** 0.279*** [3.317] [0.521] [2.345] [3.735] [2.017] [2.264] [8.732] [4.656] [6.394] [6.462] [6.568] [5.495] HocNghe 0.242*** 0.0799 0.153** 0.269*** 0.328*** 0.394*** 0.345*** 0.331*** 0.326*** 0.282*** 0.313*** 0.355*** [4.636] [0.826] [2.297] [4.680] [4.908] [3.856] [10.249] [4.606] [7.347] [8.597] [8.605] [7.149] CaoDang 0.484*** 0.349*** 0.380*** 0.431*** 0.518*** 0.765*** 0.591*** 0.577*** 0.569*** 0.479*** 0.530*** 0.574*** _DaiHoc [8.419] [3.278] [5.162] [6.831] [7.033] [6.795] [14.053] [6.416] [10.271] [11.687] [11.650] [9.257] SauDaiHoc 0.766*** 0.736*** 0.656*** 0.686*** 0.851*** 0.994*** [8.911] [4.622] [5.974] [7.265] [7.729] [5.909] Các biến kiểm soát Có Có Có Có Có Có Có Có Có Có Có Có t-stat trong ngoặc [ ] *, **, *** : có ý nghĩa với 10%, 5%, 1% Nguồn : Tính toán của tác giả từ số liệu của Tổng cục Thống kê 4.2. Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương Kết quả thể hiện ở bảng C.1 cho thấy tiền lương nam giới luôn cao hơn nữ giới ở tất cả các phân vị. Chênh lệch này giảm theo thời gian. Chênh lệch ở nông thôn cao hơn ở thành thị. Sự khác nhau về đặc điểm lao động nam và nữ không tham gia giải thích chênh lệch tiền lương giữa hai nhóm. Do vậy, toàn bộ chênh lệch tiền lương giữa nam và nữ đều thể hiện qua chênh lệch do hệ số hồi quy. Đây là dấu hiệu thể hiện bất bình đẳng trong tiền lương giữa nam và nữ Bảng C.1 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và nữ Thành phần Toàn bộ mẫu Theo vùng thành thị/nông thôn Năm 2002 Năm 2012 Ở thành thị Ở nông thôn năm 2002 năm 2012 năm 2002 năm 2012 Phân vị 0.1 Chênh lệch thuần 0.2947*** 0.2173*** 0.1760*** 0.1516*** 0.3941*** 0.2854*** [18.04] [17.48] [8.87] [7.45] [22.98] [13.44] Chênh lệch do đặc -0.0858** -0.070*** -0.0348 -0.0503** -0.071*** -0.061** điểm lao động [-3.16] [-2.92] [-1.46] [-1.52] [-2.88] [-1.16] Chênh lệch do hệ 0.3805*** 0.287*** 0.2109*** 0.2046*** 0.4655*** 0.3465*** số hồi quy [14.22] [21.81] [8.83] [8.61] [20.82] [12.77] Phân vị 0.25 Chênh lệch thuần 0.2306*** 0.1690*** 0.1595*** 0.1589*** 0.3312*** 0.2071*** [30.73] [19.89] [11.65] [9.29] [29.21] [18.20] Chênh lệch do đặc -0.075*** -0.076*** -0.046*** -0.051*** -0.064*** -0.068*** điểm lao động [-5.51] [-5.11] [-2.77] [-2.44] [-4.91] [-2.75] Chênh lệch do hệ 0.3059*** 0.2453*** 0.2055*** 0.2101*** 0.3957*** 0.2755*** số hồi quy [23.49] [33.98] [11.65] [12.19] [29.70] [16.96] Phân vị 0.5 Chênh lệch thuần 0.1569*** 0.121*** 0.1565*** 0.1477*** 0.2167*** 0.1471*** [30.37] [15.70] [14.18] [8.10] [35.87] [19.48] Chênh lệch do đặc -0.084*** -0.085*** -0.073*** -0.033* -0.053*** -0.063*** điểm lao động [-8.000] [-5.81] [-4.47] [-1.70] [-6.27] [-4.01] Chênh lệch do hệ 0.2416*** 0.207*** 0.2295*** 0.1813*** 0.2702*** 0.2106*** số hồi quy [22.81] [23.65] [15.58] [9.57] [35.91] [14.34] Phân vị 0.75 Chênh lệch thuần 0.0912*** 0.086*** 0.1590*** 0.1413*** 0.1287*** 0.1076*** [17.30] [9.10] [11.30] [7.05] [16.75] [9.46] Chênh lệch do đặc -0.119*** -0.098*** -0.071*** -0.004 -0.067*** -0.095*** điểm lao động [-9.36] [-5.73] [-4.07] [-0.23] [-6.32] [-4.28] Chênh lệch do hệ 0.2107*** 0.1849*** 0.2305*** 0.1463*** 0.1965*** 0.2031*** 13 số hồi quy [16.24] [10.66] [17.31] [7.28] [23.80] [11.95] Phân vị 0.9 Chênh lệch thuần 0.0726*** 0.089*** 0.1314*** 0.1760*** 0.0590*** 0.0569*** [8.31] [4.73] [6.05] [5.87] [4.21] [3.11] Chênh lệch do đặc -0.114*** -0.079*** -0.063*** 0.029 -0.101*** -0.128*** điểm lao động [-6.57] [-2.98] [-2.89] [0.81] [-5.56] [-3.5] Chênh lệch do hệ 0.1874*** 0.1688*** 0.1952*** 0.1469*** 0.1604*** 0.1850*** số hồi quy [12.20] [6.25] [11.07] [4.66] [10.12] [7.63] t-stat trong ngoặc []*, **, *** : có ý nghĩa với 10%, 5%, 1% Nguồn : Tính toán của tác giả từ số liệu của Tổng cục Thống kê Kết quả ở bảng C.2 cho thấy tiền lương khu vực thành thị luôn cao hơn ở nông thôn. Mức chênh lệch này giảm mạnh theo thời gian, đặc biệt là ở các phân vị tiền lương thấp. Sự khác nhau về đặc điểm lao động có tham gia giải thích chênh lệch tiền lương giữa hai khu vực. Tỷ lệ giải thích này ở năm 2012 nhìn chung cao hơn năm 2002. Tuy nhiên, vẫn con sự tồn tại của phần chênh lệch tiền lương được thể hiện qua sự chênh lệch hệ số hồi quy trong hàm tiền lương giữa hai khu vực. Đây là dấu hiệu của vấn đề bất bình đẳng trong trả lương giữa hai khu vực thành thị - nông thôn. Bảng C2 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa thành thị và nông thôn Thành phần Toàn bộ mẫu Theo giới tính Năm 2002 Năm 2012 Nam giới Nữ giới năm 2002 năm 2012 năm 2002 năm 2012 Phân vị 0.1 Chênh lệch thuần 0.9817*** 0.2113*** 0.9089*** 0.1629*** 1.1145*** 0.2992*** [102.45] [12.41] [45.48] [7.67] [56.19] [12.01] Chênh lệch do đặc 0.3786*** 0.1579*** 0.3460*** 0.1354** 0.4248*** 0.1999*** điểm lao động [19.40] [7.66] [16.29] [8.16] [18.56] [5.11] Chênh lệch do hệ 0.6031*** 0.0533*** 0.5628*** 0.0274 0.6897*** 0.0992*** số hồi quy [39.30] [4.18] [23.88] [1.60] [24.41] [3.34] Phân vị 0.25 Chênh lệch thuần 0.6692*** 0.2199*** 0.6314*** 0.2148*** 0.7770*** 0.2638*** [87.32] [21.4] [45.48] [11.88] [79.26] [12.15] Chênh lệch do đặc 0.2974*** 0.1520*** 0.2681*** 0.1466*** 0.3671*** 0.1922*** điểm lao động [26.48] [11.04] [22.70] [10.41] [16.11] [7.11] Chênh lệch do hệ 0.3717*** 0.0678*** 0.36.33*** 0.0681*** 0.4099*** 0.0715*** số hồi quy [41.86] [6.13] [21.73] [5.86] [19.97] [3.64] 14 Phân vị 0.5 Chênh lệch thuần 0.5373*** 0.2973*** 0.5486*** 0.3113*** 0.5800*** 0.3117*** [80.77] [23.81] [51.85] [17.93] [45.82] [13.87] Chênh lệch do đặc 0.2726*** 0.1807*** 0.2486*** 0.1719*** 0.3377*** 0.2133*** điểm lao động [37.58] [16.66] [28.44] [11.91] [18.70] [10.88] Chênh lệch do hệ 0.2647*** 0.1165*** 0.3000*** 0.1393*** 0.2422*** 0.0984*** số hồi quy [52.12] [15.13] [43.80] [16.31] [26.28] [8.02] Phân vị 0.75 Chênh lệch thuần 0.5523*** 0.4176*** 0.5883*** 0.4455*** 0.5342*** 0.4101*** [52.05] [20.02] [46.82] [21.25] [27.09] [17.94] Chênh lệch do đặc 0.3134*** 0.2468*** 0.2917*** 0.2483*** 0.3729*** 0.2642*** điểm lao động [29.13] [18.00] [25.96] [13.82] [20.40] [9.46] Chênh lệch do hệ 0.23.88*** 0.1707*** 0.2966*** 0.1463*** 0.1613*** 0.1459*** số hồi quy [41.43] [24.50] [49.37] [17.80] [13.84] [10.51] Phân vị 0.9 Chênh lệch thuần 0.6083*** 0.5014*** 0.6531*** 0.5534*** 0.5400*** 0.4345*** [32.25] [20.95] [34.37] [19.29] [19.04] [18.19] Chênh lệch do đặc 0.3231*** 0.2827*** 0.3100*** 0.3170*** 0.3488*** 0.2352*** điểm lao động [18.50] [13.25] [24.17] [9.33] [13.80] [7.41] Chênh lệch do hệ 0.2852*** 0.2186*** 0.3431*** 0.2363*** 0.1911*** 0.1993*** số hồi quy [34.02] [20.53] [44.68] [18.53] [11.13] [8.94] t-stat trong ngoặc []*, **, *** : có ý nghĩa với 10%, 5%, 1% Nguồn : Tính toán của tác giả từ số liệu của Tổng cục Thống kê Kết quả thể hiện ở bảng C.3 cho thấy tiền lương thực tế theo giờ năm 2012 cao hơn rất nhiều so với năm 2002. Nông thôn có mức tăng tiền lương cao hơn thành thị. Nữ giới có mức tăng tiền lương nhiều hơn nông thôn. Sự thay đổi về đặc điểm lao động giữa hai thời điểm tham gia giải thích phần lớn sự tăng lương này. Tuy nhiên, vẫn có sự tăng lương thể hiện qua sự thay đổi hệ số hồi quy trong hàm tiền lương. Đây là dấu hiệu cho thấy sự cải thiện trong cách đãi ngộ bằng tiền lương ở Việt Nam theo thời gian. Bảng C.3 Kết quả phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2002 và 2012 Thành phần Toàn bộ mẫu Theo vùng giới tính Giới tính Khu vực Nam giới Nữ giới Thành thị Nông thôn Phân vị 0.1 Chênh lệch thuần 1.367*** 1.342*** 1.428*** 0.777*** 1.548*** [145.577] [101.656] [61.42] [42.271] [103.601] Chênh lệch do đặc 0.123*** 0.119*** 0.373*** -0.24*** 0.211*** 15 điểm lao động [3.672] [3.238] [14.528] [-1.734] [4.353] Chênh lệch do hệ x 1.244*** 1.223*** 1.055*** 1.021*** 1.337*** điểm lao động [91.118] [77.006] [60.778] [71.903] [101.6] Phân vị 0.25 Chênh lệch thuần 1.057*** 1.038*** 1.103*** 0.719*** 1.165*** [178.314] [104.586] [69.949] [51.248] [140.305] Chênh lệch do đặc 0.071*** 0.073*** 0.302*** -0.09*** 0.115*** điểm lao động [3.759] [2.433] [16.807] [-1.073] [3.244] Chênh lệch do hệ 0.986*** 0.965*** 0.801*** 0.817*** 1.051*** số hồi quy [132.765] [125.565] [70.197] [79.79] [140.38] Phân vị 0.5 Chênh lệch thuần 0.867*** 0.861*** 0.892*** 0.673*** 0.914*** [127.94] [101.255] [68.769] [62.444] [112.226] Chênh lệch do đặc 0.117*** 0.102*** 0.273*** 0.008*** 0.105*** điểm lao động [10.341] [4.914] [19.941] [0.137] [6.152] Chênh lệch do hệ 0.75*** 0.758*** 0.619*** 0.665*** 0.808*** số hồi quy [176.573] [190.854] [129.139] [102.848] [230.859] Phân vị 0.75 Chênh lệch thuần 0.747*** 0.746*** 0.749*** 0.643*** 0.779*** [92.739] [61.825] [56.869] [63.457] [95.239] Chênh lệch do đặc 0.179*** 0.158*** 0.28*** 0.089*** 0.139*** điểm lao động [14.015] [7.758] [18.286] [1.296] [8.655] Chênh lệch do hệ 0.568*** 0.588*** 0.47*** 0.554*** 0.64*** số hồi quy [117.008] [106.025] [80.697] [58.209] [138.61] Phân vị 0.9 Chênh lệch thuần 0.684*** 0.692*** 0.679*** 0.582*** 0.69*** [53.736] [31.866] [44.782] [34.397] [41.903] Chênh lệch do đặc 0.216*** 0.208*** 0.281*** 0.134*** 0.159*** điểm lao động [10.547] [8.581] [13.077] [2.147] [7.091] Chênh lệch do hệ 0.469*** 0.484*** 0.398*** 0.448*** 0.531*** số hồi quy [58.661] [42.468] [38.794] [30.975] [76.635] t-stat trong ngoặc []*, **, *** : có ý nghĩa với 10%, 5%, 1% Nguồn : Tính toán của tác giả từ số liệu của Tổng cục Thống kê CHƯƠNG 5 KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT GIẢI PHÁP 5.1. Kết luận 5.1.1. Về hồi quy hàm tiền lương Theo giới tính Kết quả phân tích số liệu cho thấy bằng cấp thực sự tác động đến tiền lương ở tất cả các phân vị được xét. Bằng cấp càng cao thì tiền 16 lương nhận được càng lớn. Chênh lệch tiền lương giữa các bằng cấp là cao và rõ rệt ở những phân vị thấp. Năm 2002 chênh lệch này cao ở những phân vị thấp, giảm dần khi xét những phân vị cao. Trong năm 2012, ở những nhóm bằng cấp không cao (Tiểu học, Trung học cơ sở, Trung học phổ thông), hệ số hồi quy của lao động nữ cao hơn lao động nam. Nhưng ở những nhóm bằng cấp cao (Cao đẳng – Đại học, Sau đại học), hệ số hồi quy của lao động nam lại cao hơn so với lao động nữ. Với biến giả Cao đẳng – Đại học, Sau đại học, hệ số hồi quy cao hơn rất nhiều so với các biến giả ứng với các nhóm bằng cấp còn lại. Theo khu vực thành thị - nông thôn Bằng cấp càng cao thì mức tiền lương người lao động được nhận càng cao. Năm 2002, ở khu vực thành thị, chênh lệch tiền lương giữa các bằng cấp có xu hướng thấp dần khi xét phân vị cao dần. Ngược lại, ở khu vực nông thôn, chênh lệch tiền lương giữa các bằng cấp càng có xu hướng tăng dần theo phân vị. Với số liệu năm 2012, ngoại trừ bằng cấp Sau đại học, hệ số hồi quy theo bằng cấp ở khu vực nông thôn có xu hướng cao hơn hệ số hồi quy tương ứng ở khu vực thành thị. Đặc biệt là ở những phân vị thấp. Bên cạnh đó, ở những nhóm bằng cấp như Tiểu học-Trung học cơ sở - Trung học phổ thông, hệ số hồi quy ở khu vực nông thôn càng giảm khi xét phân vị càng cao. Trong khi đó, hệ số hồi quy khu vực thành thị không rõ ràng. Ngược lại, ở những nhóm bằng cấp như Học nghề - Cao đẳng - Đại học, hệ số hồi quy ở khu vực thành thị càng 17 tăng ở phân vị càng cao, trong khi biến đổi của hệ số hồi quy khu vực nông thôn không rõ ràng. Sự thay đổi hàm hồi quy tiền lương theo thời gian Giá trị hệ số hồi quy của các biến giả bằng cấp trong năm 2002 hầu như cao hơn giá trị hệ số hồi quy tương ứng trong năm 2012. Điều này hàm ý rằng sự chênh lệch tiền lương giữa các bằng cấp của lao động nam trong năm 2002 cao hơn năm 2012. Hệ số hồi quy của hàm tiền lương của người lao động thành thị trong năm 2002 cao hơn năm 2012 ở hầu hết các phân vị. Hệ số hồi quy của biến giả ứng với những bằng cấp thấp hơn (Tiểu học – Trung học cơ sở - Trung học phổ thông ) của khu vực nông thôn năm 2012 thấp hơn năm 2002 ở hầu hết các phân vị. Trong khi đó, nếu xét các bằng cấp Học nghề - Cao đẳng - Đại học, hệ số hồi quy ở năm 2002 lại cao hơn năm 2012. 5.1.2. Về kết quả phân rã chênh lệch tiền lương Phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính Trong cả hai thời điểm nghiên cứu, tiền lương thực tế theo giờ của lao động nam cao hơn lao động nữ ở tất cả các phân vị. Sự khác nhau về đặc điểm lao động giữa nam và nữ không tham gia giải thích cho sự chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và nữ. Dấu âm của đại lượng này ở kết quả phân rã còn hàm ý rằng những đặc điểm lao động tác động đến tiền lương của nữ giới còn ưu việt hơn nam giới. Toàn bộ phần chênh lệch tiền lương của năm trở thành phần chênh lệch tiền 18 lương gây ra do hệ số hồi quy. Điều này là bằng chứng thống kê cho thấy sự tồn tại của bất bình đẳng tiền lương theo giới tính ở Việt Nam Chênh lệch tiền lương thực tế theo giờ giữa lao động nam và lao động nữ có xu hướng giảm theo thời gian ở hầu hết các các phân vị (ngoại trừ phân vị 0,9) nhưng sự giảm này chủ yếu diễn ra ở nông thôn. Chênh lệch tiền lương giới tính ở khu vực thành thị gần như không thay đổi theo thời gian. Phân rã chênh lệch tiền lương theo khu vực thành thị - nông thôn Tiền lương của người lao động ở thành thị cao hơn ở nông thôn trên tất cả các phân vị. Mặc dù đặc điểm lao động có tham gia vào giải thích vào chênh lệch tiền lương giữa hai khu nhưng chỉ giải thích được một phần của chênh lệch này. Đây có thể xem là một trong các bằng chứng thống kê cho thấy sự bất bình đẳng trong tiền lương giữa thành thị và nông thôn. Đặc điểm lao động có tham gia giải thích chênh lệch tiền lương năm 2002 ở nam giới hai khu vực. nhưng tỷ lệ phần giải thích của chúng chưa đến 50%. Trong năm 2012, sự khác nhau về đặc điểm lao động giữa thành thị và nông thôn năm 2012 giải thích được phần lớn chênh lệch tiền lương giữa hai khu vực. Sự tồn tại của phần chênh lệch do sự khác nhau về hệ số hồi quy trong chênh lệch tiền lương giữa thành thị - nông thôn là dấu hiệu cho thấy sự bất bình đẳng trong trả lương ở thành thị và nông thôn. 19 Ngoài ra, tiền lương thực tế theo giờ của lao động nam ở thành thị cao hơn lao động nam ở khu vực nông thôn và mức chênh lệch này tăng dần khi xét phân vị tăng dần. Sự khác nhau về đặc điểm lao động giữa hai khu vực có tham gia giải thích sự chênh lệch tiền lương này ở tất cả các phân vị Phân rã chênh lệch tiền lương theo thời gian Tiền lương thực tế theo giờ năm 2012 cao hơn năm 2002 ở tất cả các phân vị. Ở phân vị càng cao thì mức độ tăng lương theo thời gian càng thấp. Sự thay đổi do đặc điểm lao động có tham gia giải thích sự tăng lương theo thời gian nhưng mức độ giải thích rất khiêm tốn. Phần lớn nguyên nhân của sự tăng lương thực tế theo thời gian là thay đổi hệ số hồi quy, thể hiện sự thay đổi trong cấu trúc trả lương của Việt Nam sau 10 năm. Tiền lương ở nhóm lao động nam và nữ đều rõ rệt theo thời gian. Xu hướng chung là ở phân vị càng cao thì mức tăng tiền lương càng giảm. Đặc điểm lao động cũng tham gia giải thích thay đổi tiền lương theo thời gian ở nam giới, nhưng mức độ tham gia giải thích không cao. phần lớn sự tăng lương ở nam giới theo thời gian là do sự thay đổi hệ số hồi quy hàm tiền lương theo thời gian. Bên cạnh đó, tiền lương thực tế theo giờ tăng theo thời gian ở cả hai khu vực thành thị và nông thô n nhưng khu vực nông thôn có mức tăng cao hơn. Sự cải thiện các đặc điểm lao động có tham gia giải thích sự tăng lương trên các phân vị ở thành thị và nông thôn nhưng mức độ 20 tham gia giải thích rất ít. Phần lớn các cải thiện tiền lương theo thời gian ở khu vực nông thôn cũng là do sự thay đổi của hệ số hồi quy. 5.2. Đề xuất gợi ý một số chính sách về lao động tiền lương 5.2.1. Nhóm giải pháp tăng tiền lương của người lao động Đối với bản thân người lao động: người lao động cần nhận thấy tầm quan trọng của trình độ học vấn đối với mức độ đãi ngộ mình sẽ được nhận. Từ đó, người lao động có chiến lược và kế hoạch phù hợp để nâng cao trình độ học vấn cho bản thân. Đối với nhà nước và các cấp quản lý cũng như những người sử dụng lao động, cần tạo điều kiện để người lao động nâng cao trình độ học vấn, thông qua đó nâng cao năng suất lao động. Không phải chỉ nâng cao trình độ học vấn của những người đang tham gia lao động, nhà nước cũng cần những chính sách đầu tư cho giáo dục ở tất cả các cấp học từ mầm non đến đại học cũng như sau đại học. Chính sách khuyến học như phổ cập tiểu học hay phổ cập trung học cơ sở rất có ý nghĩa với với nhóm tiền lương thấp hơn là nhóm tiền lương cao. Bên cạnh đó, ở nhóm tiền lương cao thì việc đạt được những bằng cấp cao như đại học hay sau đại học lại làm gia tăng tiền lương nhanh hơn nhóm tiền lương thấp. Từ đó, luận án khuyến nghị rằng, các chính sách khuyến học khuyến tài mà nhà nước đưa ra cần chú trọng đến sự tác động khác nhau ở các phân vị tiền lương này để các chính sách thiết thực hơn, đến đúng đối tượng hơn và cũng sẽ đạt được kết quả mỹ mãn hơn. 21 5.2.2. Nhóm giải pháp giảm bất bình đẳng tiền lương giữa các nhóm lao động Đối với vấn đề chênh lệch tiền lương theo giới tính : - Việc cải thiện tình trạng phân biệt đối xử tiền lương giữa nam và cũng cần chú trọng trước hết đến khu vực nông thôn, đặc biệt ở nhóm phân vị thấp của tiền lương. - Nhà nước cần hoàn thiện các văn bản quy phạm pháp luật để giảm thiểu những bất bình đẳng trong trả lương giữa lao động nam và lao động nữ. - Nhà nước cần tăng cường nhận thức giới cho người dân, đặc biệt cho các người làm cha mẹ, cho các nhà tuyển dụng lao động và cho các nhà hoạch định chính sách. - Ngoài việc tuyên truyền về bình đẳng giới đến tất cả mọi người, cũng cần quan tâm đến phân khúc thị trường lao động với những công việc có mức lương . - Trong dài hạn, những nội dung bình đẳng giới có thể được lồng ghép vào những buổi học của các bậc học thông qua những câu chuyện kể, những bức tranh, những trò chơi, những sinh hoạt ngoại khóa để giúp giảm nhẹ tư tưởng trọng nam khinh nữ. - Nhà nước cần xem xét nhu cầu thị trường lao động trong dài hạn và có những điều tiết bằng chính sách phù hợp để cân bằng thị trường lao động trong tương lai. 22 - Khuyến khích hoặc tài trợ các nghiên cứu xã hội học về thực trạng phân biệt đối xử về giới tính ở nơi làm việc, đặc biệt là trong tuyển dụng, thăng tiến và tăng lương. Đối với vấn đề chênh lệch tiền lương theo thành thị - nông thôn - Tiếp tục thực hiện những chính sách phát triển kinh tế nông thôn mà nhà nước đã thực hiện trong những năm qua như chính sách xóa đói giảm nghèo, cho vay từ nguồn vốn chính sách xã hội v.v - Tăng cường các biện pháp kinh tế để giữ chân người lao động có trình độ lại với khu vực nông thôn. Thực hiện quá trình đô thị hóa một cách hợp lý sẽ giúp giữ chân những lao động trình độ cao ở lại với nông thôn, đồng thời có thể thu hút cả nguồn lao động có trình độ cao nhưng chưa tìm được việc làm tốt thành thị đến với nông thôn. - Đối với nông thôn, không chỉ cải thiện trình độ lao động, ngành nghề (là những yếu tố trực tiếp tác động đến tiền lương) mà còn cần cải thiện cơ sở hạ tầng, cải thiện chính sách tiền lương, cải thiện chế độ trả lương để thông qua đó cải thiện hàm tiền lương ở nông thôn, giảm mức khác biệt về chính sách trả lương ở nông thôn so với thành thị. 5.3. Các kết quả chính của luận án 5.3.1. Về mặt lý thuyết Luận án đã giới thiệu tóm tắt nhưng khá đầy đủ về cơ sở lý thuyết của phương pháp hồi quy phân vị và phương pháp Machado & Mata 23 vốn còn khá mới mẻ ở Việt Nam. Với việc hệ thống lý thuyết chi tiết, luận án có thể trở thành tài liệu tham khảo phù hợp cho các nhà nghiên cứu, các học viên, sinh viên quan tâm đến hồi quy phân vị và các phương pháp phân rã chênh lệch. Hơn nữa, luận án cũng đã tóm tắt các kết quả nghiên cứu quan trọng về xây dựng hàm tiền lương và phân rã chênh lệch tiền lương trên thế giới cũng như ở Việt Nam. Từ đó, xây dựng được khung lý thuyết để xây dựng hàm tiền lương và phân rã chênh lệch tiền lương ở Việt Nam. 5.3.2. Về mặt thực tiễn Một là, luận án đã xây dựng hàm hồi quy tiền lương ở Việt Nam giai đoạn 2002 – 2012 bằng phương pháp hồi quy phân vị, qua đó cho thấy sự tác động của các yếu tố bằng cấp, ngành nghề, dân tộc, vùng miền đến tiền lương của người lao động. Luận án cũng so sánh kết quả hồi quy hàm tiền lương của thành thị với nông thôn, của lao động nam so với lao động nữ, của năm 2002 so với năm 2012 để thấy sự khác nhau trong hàm tiền lương giữa các nhóm lao động cũng như để thấy được sự thay đổi của hàm tiền lương ở Việt Nam theo thời gian. Hai là, luận án cung cấp bằng chứng thực nghiệm về sự chênh lệch tiền lương giữa lao động nam và lao động nữ, giữa khu vực thành thị và nông thôn. Đồng thời, so sánh mức chênh lệch tiền lương năm 2002 và 2012 để làm rõ rằng chênh lệch tiền lương theo giới tính cũng như theo khu vực thành thị - nông thôn là giảm dần theo thời gian. 24 Ba là, luận án ứng dụng phương pháp phân rã Machado-Mata để phân rã chênh lệch tiền lương theo giới tính, chênh lệch tiền lương thành thị - nông thôn ở Việt Nam để cho thấy tỷ trọng phần chênh lệch tiền lương được thể hiện qua sự chênh lệch về các yếu tố đặc điểm lao động (là các biến độc lập trong hàm hồi quy) và tỷ trọng phần chênh lệch tiền lương thể hiện qua sự khác biệt về hệ số hồi quy giữa các hàm tiền lương của các đối tượng. Qua đó, cho thấy bằng chứng thực nghiệm cho sự bất bình đẳng trong tiền lương giữa nam và nữ, giữa thành thị và nông thôn. Hơn nữa, luận án cũng tiến hành phân rã chênh lệch tiền lương giữa năm 2012 với năm 2002 để thấy được tỷ trọng phần thay đổi tiền lương do sự thay đổi của đặc điểm lao động, đồng thời cũng thấy rõ tỷ trọng phần thay đổi tiền lương là do sự cải tiến hàm tiền lương ở Việt Nam theo thời gian Bốn là, từ kết quả phân tích số liệu thực nghiệm, luận án đưa ra một số gợi ý về giải pháp để cải thiện tiền lương người lao động ở Việt Nam, đồng thời cải thiện chênh lệch tiền lương khu vực thành thị - nông thôn, chênh lệch tiền lương nam – nữ theo hướng tích cực. 5.4. Hạn chế và các hướng nghiên cứu tiếp theo Luận án còn có thể mở rộng nghiên cứu theo các hướng sau đây: - Hồi quy và phân rã chênh lệch tiền lương theo từng nhóm biến độc lập cụ thể chứ không phải xét toàn thể các biến độc lập như là đặc điểm lao động nói chung. 25 - Sử dụng các công cụ mới như hồi quy phân vị trên số liệu dạng bảng để có kết quả thuyết phục hơn.