Chuyên đề Một số yếu tố ảnh hưởng đến tiền lương của người lao động ở Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2004 đến năm 2006

việc của người lao động Chương này tập trung trả lời các câu hỏi sau: Ở từng năm tiền lương của người lao động trong các nhóm là bao nhiêu và biến động như thế nào qua các năm? Sự biến động này nói lên điều gì? Trả lời những câu hỏi này sẽ cung cấp những thông tin rất hữu ích cho việc đánh giá ảnh hưởng của nó đến tiền lương của người lao động ở Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2004 đến năm 2006. 2.1. ĐẶC ĐIỂM CỦA NGƯỜI LAO ĐỘNG LÀM CÔNG ĂN LƯƠNG 2.1.1. Giới tính Tiền lương bình quân của người lao động chia theo thành thị nông thôn và theo giới tính Giói tính Tiền lương bình quân tháng (nghìn đồng) 2004 2006 Khu vực Khu vực Thành thị Nông thôn Tổng số Thành thị Nông thôn Tổng số Nam 1,258.43 748.76 937.39 1,562.04 1,006.92 1,217.20 Nữ 1,014.91 627.51 801.40 1,297.04 838.73 1,038.91 Tổng số 1,153.44 705.90 885.09 1,447.62 944.01 1,146.38 Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra Mức sống 2004-2006 Cơ cấu lao động làm công ăn lương chia theo thành thị nông thôn và theo giới tính Giói tính Cơ cấu lao động làm công ăn lương 2004 2006 Khu vực Khu vực Thành thị Nông thôn Tổng số Thành thị Nông thôn Tổng số Nam 37.01 62.99 100.00 37.88 62.12 100.00 Nữ 44.89 55.11 100.00 43.68 56.32 100.00 Tổng số 40.04 59.96 100.00 40.18 59.82 100.00 Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra Mức sống 2004-2006 Xét tiền lương bình quân của người lao động chia theo thành thị nông thôn và theo giới tính. Tiền lương bình quân của người lao động nói chung khu vực nông thôn luôn thấp hơn so với khu vực thành thị. Năm 2004 tiền lương bình quân tháng của lao động nữ khu vực nông thôn là 627.51 nghìn đồng, năm 2006 là 838.73 nghìn đồng, trong khi đó ở khu vực thành thị tương ứng là: 1,014.91 nghìn đồng và 1,297.04 nghìn đồng. Như vậy tiền lương bình quân của lao động nữ nông thôn năm 2004 chỉ bằng 61.83 % tiền lương bình quân của lao động nữ thành thị, năm 2006 tỷ lệ này tiếp tục tăng lên còn 64.67 %. Năm 2004 tiền lương bình quân tháng của lao động nam khu vực nông thôn là 748.76 nghìn đồng, năm 2006 là 1,006.92 nghìn đồng, trong khi đó ở khu vực thành thị tương ứng là: 1,258.43 nghìn đồng và 1,562.04 nghìn đồng. Như vậy tiền lương bình quân của lao động nam nông thôn năm 2004 chỉ bằng 59.50 % tiền lương bình quân của lao động nam thành thị, năm 2006 tỷ lệ này tiếp tục tăng lên còn 64.46 %. Tốc độ tăng tiền lương bình quân của lao động nữ nông thôn cao hơn so với lao động nữ thành thị. Bình quân mỗi năm tốc độ tăng tiền lương bình quân của lao động nữ khu vực thành thị giai đoạn 2004-2006 là 13.05 %/năm so với khu vực nông thôn_15.61 %/năm. Tốc độ tăng tiền lương bình quân của lao động nam nông thôn cao hơn so với lao động nam thành thị. Bình quân mỗi năm tốc độ tăng tiền lương bình quân của lao động nam khu vực thành thị giai đoạn 2004-2006 là 11.41 %/năm so với khu vực nông thôn_15.96 %/năm. Xét cơ cấu lao động làm công ăn lương chia theo thành thị nông thôn và theo giới tính. Cơ cấu lao động làm công ăn lương khu vực nông thôn luôn cao hơn so với khu vực thành thị. Năm 2004 cơ cấu của lao động nữ khu vực nông thôn là 55.11 %, năm 2006 là 56.32 %; trong khi đó ở khu vực thành thị tương ứng là 44.89 % và 43.68 %. Năm 2004 cơ cấu của lao động nam khu vực nông thôn là 62.99 %, năm 2006 là 62.12 %; trong khi đó ở khu vực thành thị tương ứng là 37.01 % và 37.88 %. 2.1.2. Nhóm tuổi Nhóm tuổi từ 50-54 có mức tiền lương bình quân tháng ở khu vực nông thôn năm 2004 cao nhất cả nước (810.32 nghìn đồng) nhưng năm 2006 từ 35-39 tuổi lại thay thế với mức tiền lương bình quân tháng cao nhất (1,110.24 nghìn đồng). Từ 35-39 là nhóm tuổi có tốc độ tăng tiền lương bình quân hàng năm cao nhất ở nông thôn, đạt 20.50 %/năm. Từ 50-54 là nhóm tuổi có tốc độ tăng tiền lương bình quân hàng năm thấp nhất ở nông thôn, đạt 10.49 %/năm nhưng lại là nhóm tuổi có tốc độ tăng tiền lương bình quân hàng năm cao nhất ở thành thị, đạt 16.43 %/năm. Từ 15-19 là nhóm tuổi có mức tiền lương bình quân tháng ở khu vực thành thị luôn thấp nhất: từ 688.26 nghìn đồng năm 2004 lên 739.17 nghìn đồng năm 2006 đồng thời là nhóm tuổi có tốc độ tăng tiền lương bình quân/năm thấp nhất ở thành thị-chỉ đạt 3.63 %/năm. Từ 45-49 là nhóm tuổi có mức tiền lương bình quân tháng ở khu vực thành thị luôn cao nhất: từ 1,342.14 nghìn đồng năm 2004 lên 1,758.54 nghìn đồng năm 2006. Từ 60 trở lên là nhóm tuổi có mức tiền lương bình quân tháng ở khu vực nông thôn luôn thấp nhất: từ 388.89 nghìn đồng năm 2004 lên 508.10 nghìn đồng năm 2006. Tiền lương bình quân của người lao động chia theo thành thị nông thôn và theo nhóm tuổi Nhóm tuổi Tiền lương bình quân tháng 2004 2006 Khu vùc Khu vùc Thµnh ThÞ N«ng th«n Tæng sè Thµnh ThÞ N«ng th«n Tæng sè Từ 15-19 688.26 510.34 545.40 739.17 694.11 703.41 Từ 20-24 856.63 679.68 739.17 1,107.72 882.32 958.75 Từ 25-29 1,160.12 750.41 922.99 1,414.16 1,014.24 1,179.85 Từ 30-34 1,244.07 776.44 968.23 1,528.56 1,019.27 1,244.27 Từ 35-39 1,181.64 764.61 922.65 1,508.39 1,110.24 1,264.48 Từ 40-44 1,302.69 737.15 981.94 1,562.32 997.68 1,221.14 Từ 45-49 1,342.14 763.59 1,070.79 1,758.54 1,031.24 1,426.27 Từ 50-54 1,272.86 810.32 1,052.62 1,725.56 989.27 1,366.04 Từ 55-59 1,151.06 659.57 936.23 1,490.85 860.67 1,195.36 Từ 60 trở lên 884.59 388.89 631.51 999.85 508.10 694.52 Tổng số 1,153.44 705.90 885.09 1,447.62 944.01 1,146.38 Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra Mức sống 2004-2006 2.1.3. Giáo dục 2.1.3.1. Trình độ học vấn Tiền lương bình quân của người lao động chia theo thành thị nông thôn và theo trình độ học vấn Trình độ học vấn Tiền lương bình quân tháng (nghìn đồng) 2004 2006 Khu vực Khu vực Thành thị Nông thôn Tổng số Thành thị Nông thôn Tổng số Chưa đi học 765.39 448.83 503.52 679.44 589.76 600.41 Tốt nghiệp tiểu học 719.86 540.32 578.21 859.95 709.56 740.67 Tốt nghiệp cấp 2 850.22 650.30 712.11 1,047.29 872.72 929.20 Chưa tốt nghiệp cấp 3 1,037.09 691.96 805.14 1,198.97 917.98 1,009.68 Đã tốt nghiệp cấp 3 1,172.10 847.53 1,012.82 1,456.67 1,054.41 1,252.39 Từ cao đẳng, đại học trở lên 1,579.00 1,148.39 1,457.99 2,092.78 1,720.24 1,987.14 Tổng số 1,153.44 705.90 885.09 1,447.62 944.01 1,146.38 Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra Mức sống 2004-2006 Ở mỗi năm, tiền lương bình quân ở mỗi khu vực tăng dần lên theo cấp độ học vấn từ Chưa đi học tới Từ cao đẳng, đại học trở lên. Cá biệt năm 2004, Tốt nghiệp tiểu học có mức tiền lương bình quân ở khu vực thành thị thấp hơn so với tiến trình “tăng dần lên”. Đồng thời, đây cũng là cấp độ học vấn có mức tiền lương bình quân thấp nhất (719.86 nghìn đồng/tháng). Chênh lệch giữa cấp độ học vấn có mức tiền lương bình quân cao nhất và thấp nhất ở khu vực nông thôn tăng dần song chậm hơn so với tốc độ tăng chênh lệch này ở thành thị. Năm 2004, mức chênh lệch đó ở khu vực nông thôn là 2.56 lần, cao hơn chênh lệch ở thành thị (2.19 lần). Đến năm 2006 chênh lệch tiền lương bình quân ở khu vực nông thôn tăng lên còn 2.92 lần, trong khi chênh lệch tiền lương bình quân ở thành thị là 3.08 lần. Cấp độ học vấn Tốt nghiệp tiểu học có mức tiền lương bình quân tháng ở khu vực thành thị năm 2004 thấp nhất cả nước (719.86 nghìn đồng) nhưng năm 2006 Chưa đi học lại thay thế với mức tiền lương bình quân tháng thấp nhất (679.44 nghìn đồng). Chưa đi học là cấp độ học vấn có mức tiền lương bình quân tháng ở khu vực nông thôn luôn thấp nhất: từ 448.83 nghìn đồng năm 2004 lên 589.76 nghìn đồng năm 2006 nhưng lại là cấp độ học vấn có tốc độ tăng tiền lương bình quân/năm thấp nhất ở thành thị-đạt –5.78 %/năm. Con số này chứng tỏ rằng bình quân mỗi năm tiền lương ở khu vực thành thị với Chưa đi học giai đoạn 2004-2006 giảm với tốc độ 5.78 %/năm. Từ cao đẳng, đại học trở lên là cấp độ học vấn có mức tiền lương bình quân tháng ở cả 2 khu vực luôn cao nhất: ở khu vực nông thôn, từ 1,148.39 nghìn đồng năm 2004 lên 1,720.24 nghìn đồng năm 2006; ở khu vực thành thị, từ 1,579.00 nghìn đồng năm 2004 lên 2,092.78 nghìn đồng năm 2006 đồng thời là cấp độ học vấn có tốc độ tăng tiền lương bình quân/năm cao nhất ở cả 2 khu vực (Nông thôn: 22.39 %/năm_Thành thị: 15.13 %/năm). Đã tốt nghiệp cấp 3 là cấp độ học vấn có tốc độ tăng tiền lương bình quân tháng thấp nhất ở nông thôn, đạt 11.54 %/năm. 2.1.3.2. Trình độ chuyên môn kỹ thuật Tiền lương bình quân của người lao động chia theo thành thị nông thôn và theo trình độ chuyên môn kỹ thuật Trình độ chuyên môn kỹ thuật Tiền lương bình quân tháng (nghìn đồng) 2004 2006 Khu vực Khu vực Thành thị Nông thôn Tổng số Thành thị Nông thôn Tổng số Không có bằng cấp 726.60 524.91 566.33 839.96 682.14 711.45 Chưa tốt nghiệp tiểu học 836.66 644.89 700.83 1,019.88 866.36 915.65 Chưa tốt nghiệp cấp 3 989.79 656.94 756.95 1,149.84 882.67 960.46 Đã tốt nghiệp cấp 3 1,120.50 786.76 944.35 1,424.07 957.13 1,161.41 Công nhân kỹ thuật 1,167.31 884.16 1,039.14 1,461.24 1,155.82 1,322.05 Công nhân kỹ thuật nghề 1,215.51 912.78 1,066.04 1,441.76 1,143.88 1,293.93 Cao đẳng, đại học trở lên 1,245.29 1,077.53 1,174.15 1,786.57 1,403.26 1,610.58 Từ thạc sỹ, tiến sỹ trở lên 1,670.31 1,196.55 1,562.00 2,177.29 1,994.46 2,138.33 Tổng số 1,153.44 705.90 885.09 1,447.62 944.01 1,146.38 Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra Mức sống 2004-2006 Không có bằng cấp là cấp độ CMKT có mức tiền lương bình quân tháng ở cả 2 khu vực luôn thấp nhất: ở khu vực nông thôn, từ 524.91 nghìn đồng năm 2004 lên 682.14 nghìn đồng năm 2006; ở khu vực thành thị, từ 726.60 nghìn đồng năm 2004 lên 839.96 nghìn đồng năm 2006 đồng thời là cấp độ CMKT có tốc độ tăng tiền lương bình quân/năm thấp nhất ở thành thị-đạt 7.52 %/năm. Từ thạc sỹ, tiến sỹ trở lên là cấp độ CMKT có mức tiền lương bình quân tháng ở cả 2 khu vực luôn cao nhất: ở khu vực nông thôn, từ 1,196.55 nghìn đồng năm 2004 lên 1,994.46 nghìn đồng năm 2006; ở khu vực thành thị, từ 1,670.31 nghìn đồng năm 2004 lên 2,177.29 nghìn đồng năm 2006 đồng thời là cấp độ CMKT có tốc độ tăng tiền lương bình quân/năm cao nhất ở nông thôn-đạt 29.11 %/năm. Đã tốt nghiệp cấp 3 là cấp độ CMKT có tốc độ tăng tiền lương bình quân/năm thấp nhất ở nông thôn, đạt 10.30 %/năm. Cao đẳng, đại học là cấp độ CMKT có tốc độ tăng tiền lương bình quân/năm cao nhất ở thành thị, đạt 19.78 %/năm. Ở mỗi năm, tiền lương bình quân ở mỗi khu vực tăng dần lên theo cấp độ chuyên môn kỹ thuật từ Không có bằng cấp tới Từ thạc sỹ, tiến sỹ trở lên. Ngoại trừ năm 2006, Công nhân kỹ thuật nghề có mức tiền lương bình quân ở cả hai khu vực đều thấp hơn so với tiến trình “tăng dần lên” (Nông thôn: 1,143.88 nghìn đồng, Thành thị: 1,441.76 nghìn đồng). Chênh lệch giữa cấp độ chuyên môn kỹ thuật có mức tiền lương bình quân cao nhất và thấp nhất ở khu vực nông thôn tăng dần song nhanh hơn so với tốc độ tăng chênh lệch này ở thành thị. Năm 2004, mức chênh lệch đó ở khu vực nông thôn là 2.28 lần, thấp hơn chênh lệch ở thành thị (2.30 lần). Đến năm 2006 chênh lệch tiền lương bình quân ở khu vực nông thôn tăng lên còn 2.92 lần, trong khi chênh lệch tiền lương bình quân ở thành thị là 2.59 lần. 2.2. VÙNG KINH TẾ Trong giai đoạn 2004-2006, nếu Đông Nam Bộ là vùng kinh tế có mức tiền lương bình quân tháng ở cả 2 khu vực luôn cao nhất (Nông thôn, từ 873.21 nghìn đồng năm 2004 lên 1,168.29 nghìn đồng năm 2006; Thành thị, từ 1,367.23 nghìn đồng năm 2004 lên 1,679.53 nghìn đồng năm 2006) thì Đồng bằng sông Cửu Long lại là vùng kinh tế có mức tiền lương bình quân tháng luôn thấp nhất (Nông thôn, từ 626.21 nghìn đồng năm 2004 lên 794.39 nghìn đồng năm 2006; Thành thị, từ 875.09 nghìn đồng năm 2004 lên 1,096.45 nghìn đồng năm 2006). Tây Bắc là vùng kinh tế có tốc độ tăng tiền lương bình quân/năm ở nông thôn thì cao nhất-đạt 23.14 %/năm, ở thành thị thì thấp nhất-đạt 7.17 %/năm. Trong khi thấp nhất ở nông thôn là vùng kinh tế Bắc Trung Bộ-đạt 8.79 %/năm, cao nhất ở thành thị là vùng kinh tế Đông Bắc-đạt 15.87 %/năm. Tiền lương bình quân của người lao động chia theo thành thị nông thôn và theo vùng kinh tế Vùng kinh tế Tiền lương bình quân tháng (nghìn đồng) 2004 2006 Khu vực Khu vực Thành thị Nông thôn Tổng số Thành thị Nông thôn Tổng số Đồng bằng sông Hồng 1,168.28 677.57 839.48 1,509.81 937.58 1,142.31 Đông Bắc 1,033.49 812.67 904.70 1,387.58 1,036.93 1,185.27 Tây Bắc 1,138.23 690.90 883.05 1,307.39 1,047.67 1,180.39 Bắc Trung Bộ 934.78 699.54 767.82 1,216.52 827.87 955.30 Duyên hải Nam Trung Bộ 994.30 730.73 838.44 1,289.55 1,017.13 1,130.91 Tây Nguyên 985.20 634.52 785.03 1,278.73 935.07 1,081.36 Đông Nam Bộ 1,367.23 873.21 1,190.71 1,679.53 1,186.29 1,477.81 Đồng bằng sông Cửu Long 875.09 626.61 689.45 1,096.45 794.39 870.65 Tổng số 1,153.44 705.90 885.09 1,447.62 944.01 1,146.38 Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra Mức sống 2004-2006 2.3. NGÀNH KINH TẾ Nông, lâm nghiệp là ngành kinh tế có mức tiền lương bình quân tháng ở cả 2 khu vực luôn cao nhất (Nông thôn, từ 499.20 nghìn đồng năm 2004 lên 653.16 nghìn đồng năm 2006; Thành thị, từ 540.26 nghìn đồng năm 2004 lên 752.42 nghìn đồng năm 2006). Nếu Vận tải, kho bãi, thông tin liên lạc là ngành kinh tế có mức tiền lương bình quân tháng ở khu vực nông thôn luôn cao nhất (từ 991.51 nghìn đồng năm 2004 lên 1,368.97 nghìn đồng năm 2006) thì Công nghiệp khai thác mỏ lại là ngành kinh tế có mức tiền lương bình quân tháng luôn cao nhất ở khu vực thành thị (từ 1,957.36 nghìn đồng năm 2004 lên 2,402.10 nghìn đồng năm 2006). Xét về tốc độ tăng tiền lương bình quân/năm, ngành kinh tế Sản xuất phân phối điện, khí đốt và nước thấp nhất ở khu vực nông thôn-đạt 3.21%/năm nhưng lại cao nhất ở khu vực thành thị-đạt 18.83 %/năm. Trong khi cao nhất ở khu vực nông thôn là ngành kinh tế Thủy sản-đạt 20.01 %/năm, thấp nhất ở khu vực thành thị là ngành kinh tế Thương nghiệp- đạt 5.86 %/năm. Tiền lương bình quân của người lao động chia theo thành thị nông thôn và theo ngành kinh tế Ngành kinh tế Tiền lương bình quân tháng (nghìn đồng) 2004 2006 Khu vực Khu vực Thành thị Nông thôn Tổng số Thành thị Nông thôn Tổng số Nông, lâm nghiệp 540.26 499.20 502.74 752.42 653.16 662.05 Thủy sản 1,084.22 720.20 786.75 1,408.55 1,037.25 1,125.48 Công nghiệp khai thác mỏ 1,957.36 893.43 1,186.52 2,402.10 1,166.93 1,589.38 Công nghiệp chế biến 1,105.99 698.22 867.65 1,338.36 959.52 1,109.58 Sản xuất phân phối điện, khí đốt và nước 1,244.36 779.71 1,045.50 1,757.04 830.50 1,479.59 Xây dựng 1,074.36 763.47 854.68 1,246.42 1,010.52 1,073.55 Thương nghiệp 1,163.34 726.84 1,017.03 1,303.60 932.90 1,147.96 Khách sạn, nhà hàng 923.86 655.56 832.83 1,207.37 726.85 1,033.31 Vận tải, kho bãi, thông tin liên lạc 1,523.11 991.51 1,302.88 1,807.29 1,368.97 1,647.31 Dịch vụ khác 1,170.81 782.16 980.88 1,586.11 1,049.24 1,328.49 Tổng số 1,153.44 705.90 885.09 1,447.62 944.01 1,146.38 Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra Mức sống 2004-2006 2.4. SỐ NĂM ĐI HỌC VÀ SỐ NĂM KINH NGHIỆM 2.4.1. Số năm đi học bình quân Số năm đi học bình quân của người lao động Khu vực Giới tính Số năm đi học bình quân Năm 2004 2006 Tổng số Thành thị Nam 11.196 11.286 11.243 Nữ 11.307 11.541 11.429 Tổng số 11.244 11.396 11.323 Nông thôn Nam 8.372 8.457 8.416 Nữ 8.122 8.491 8.319 Tổng số 8.283 8.470 8.381 Tổng số Nam 9.417 9.529 9.475 Nữ 9.552 9.823 9.695 Tổng số 9.469 9.646 9.561 Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra Mức sống 2004-2006 Số năm đi học ở khu vực nông thôn luôn thấp hơn so với khu vực thành thị. Năm 2004 số năm đi học bình quân của lao động nữ khu vực nông thôn là 8.122 năm, năm 2006 là 8.491 năm, trong khi đó ở khu vực thành thị tương ứng là 11.307 năm và 11.541 năm. Như vậy số năm đi học của lao động nữ nông thôn năm 2004 bằng 71.83 % số năm đi học của lao động nữ thành thị, năm 2006 tỉ lệ này tiếp tục tăng lên còn 73.57 %. Năm 2004 số năm đi học bình quân của lao động nam khu vực nông thôn là 8.372 năm, năm 2006 là 8.457 năm, trong khi đó ở khu vực thành thị tương ứng là 11.196 năm và 11.286 năm. Như vậy số năm đi học của lao động nam nông thôn năm 2004 bằng 74.78 % số năm đi học của lao động nam thành thị, năm 2006 tỉ lệ này tiếp tục tăng lên không đáng kể 74.93 %. 2.4.2. Số năm kinh nghiệm bình quân Số năm kinh nghiệm bình quân của người lao động Khu vực Giới tính Số năm kinh nghiệm bình quân Năm 2004 2006 Tổng số Thành thị Nam 19.591 19.531 19.560 Nữ 17.582 18.061 17.832 Tổng số 18.725 18.896 18.814 Nông thôn Nam 17.667 18.410 18.048 Nữ 15.915 16.177 16.055 Tổng số 17.048 17.575 17.322 Tổng số Nam 18.379 18.835 18.614 Nữ 16.663 17.000 16.841 Tổng số 17.719 18.106 17.921 Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra Mức sống 2004-2006 Số năm kinh nghiệm ở khu vực nông thôn luôn thấp hơn so với khu vực thành thị. Năm 2004 số năm kinh nghiệm bình quân của lao động nữ khu vực nông thôn là 15.915 năm, năm 2006 là 16.177 năm, trong khi đó ở khu vực thành thị tương ứng là 17.582 năm và 18.061 năm. Như vậy số năm kinh nghiệm của lao động nữ nông thôn năm 2004 bằng 90.52 % số năm kinh nghiệm của lao động nữ thành thị, năm 2006 tỉ lệ này tiếp tục giảm xuống còn 89.57 %. Năm 2004 số năm kinh nghiệm bình quân của lao động nam khu vực nông thôn là 17.667 năm, năm 2006 là 18.41 năm, trong khi đó ở khu vực thành thị tương ứng là 19.591 năm và 19.531 năm. Như vậy số năm kinh nghiệm của lao động nam nông thôn năm 2004 bằng 90.18 % số năm kinh nghiệm của lao động nam thành thị, năm 2006 tỉ lệ này tiếp tục tăng lên còn 94.26 %. CHƯƠNG 3 MÔ HÌNH HÓA MỘT SỐ YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TIỀN LƯƠNG CỦA NGƯỜI LAO ĐỘNG Ở VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2004 - 2006 3.1. SỐ LIỆU DÙNG VÀ PHƯƠNG PHÁP PHÂN TÍCH ƯỚC LƯỢNG 3.1.1 Số liệu sử dụng trong mô hình Số liệu sử dụng cho các phân tích được lấy từ nguồn Điều tra mức sống dân cư do Tổng cục thống kê cung cấp. Đây là những cuộc điều tra lớn được thiết kế nhằm tìm hiểu về tình hình thu nhập chi tiêu, việc làm của hộ gia đình ở cả nông thôn và thành thị, nội dung bao hàm nhiều khía cạnh khác nhau về kinh tế hộ gia đình, bộ số liệu Điều tra mức sống dân cư được coi là nguồn thông tin đáng tin cậy và có thể được sử dụng cho nhiều mục tiêu nghiên cứu khác nhau. Trên góc độ phân tích vấn đề tiền lương của người lao động, điểm mạnh của bộ số liệu này thể hiện ở điểm: - Có nhiều thông tin chi tiết đến cá nhân từng người lao động vì vậy có thể dùng để phân tích về đặc điểm cá nhân và ảnh hưởng đến tiền lương của người lao động. - Có sự trùng lặp mẫu điều tra qua các năm và vì vậy có thể phân tích chính xác về tiền lương của người lao động theo thời gian. Trong khuôn khổ của báo cáo thực tập này, ta chỉ sử dụng thông tin của những người làm công ăn lương và có độ tuổi từ 15 trở lên. Nguồn số liệu thứ hai được sử dụng trong nghiên cứu này là số liệu điều tra Doanh nghiệp hàng năm của Tổng cục Thống kê. Bộ số liệu này cung cấp cho ta thông tin về tình hình hoạt động sản xuất kinh doanh cũng như tình hình sử dụng lao động trong doanh nghiệp. Ngoài ra, một số nguồn số liệu được thống kê thường niên như Niên giám thống kê, thực trạng lao động việc làm của Bộ lao động cũng cung cấp những thông tin có giá trị bổ sung cho việc đánh giá ảnh hưởng của một số yếu tố đến tiền lương của người lao động. 3.1.2. Phương pháp ước lượng Sử dụng phương pháp ước lượng hồi qui OLS và Bình phương nhỏ nhất 2 giai đoạn 2SLS. 3.2. MÔ HÌNH TỪ NHỮNG ĐẶC ĐIỂM CỦA NGƯỜI LAO ĐỘNG LÀM CÔNG ĂN LƯƠNG Mỗi một người có những đặc điểm về trình độ, sức khỏe, giới tính, kinh nghiệm trong công việc, ngành nghề hoạt động, lĩnh vực hoạt động là khác nhau do đó tiền lương trong những nhóm người với những đặc điểm khác nhau có thể là khác nhau. Để xem xét sự khác biệt về tiền lương giữa các nhóm đó ta sẽ xem xét một số mô hình dưới đây. Khi chúng ta quan tâm đến tốc độ biến động của biến nào đó, cụ thể là chúng ta muốn đo lường sự thay đổi của biến phụ thuộc dựa trên sự thay đổi cho trước trong giá trị của biến độc lập thì chúng ta sử dụng các quan hệ hàm số để mô tả: Y = f(X2, X3, …, Xk) Trong đó: Y là tiền lương bình quân tháng của người lao động - Là biến phụ thuộc, Xi là các đặc điểm gắn với người lao động như giới tính, trình độ chuyên môn kỹ thuật, kinh nghiệm, ngành nghề, lĩnh vực hoạt động,…là biến độc lập Để xem xét sự biến động tương đối của biến phụ thuộc dựa trên sự biến động tuyệt đối của biến độc lập ta xét mô hình sau: Theo dạng ngẫu nhiên Ln(Yi) = b1 + b2X2i + … + bkXki + ui "i=1¸n (3.1) Hay theo dạng kỳ vọng E(LnYi) = b1 + b2X2i + … + bkXki "i=1¸n (3.2) Với u là sai số ngẫu nhiên có kỳ vọng bằng 0 phương sai hữu hạn Thực hiện đạo hàm riêng theo biến Xj trong mô hình (3.2) ta được hệ số của Xj như sau: bj = ¶LnE(Y)/¶Xj = (¶E(Y)/Y)/¶Xj Trong kinh tế, chúng ta có thể tính xấp xỉ như sau: bj = ¶LnE(Y)/¶Xj » (DE(Y)/Y)/DXj Với DXj thể hiện mức độ biến động của Xj và DE(Y)/Y thể hiện tốc độ biến động của Y. Như vậy có thể giải thích ý nghĩa của bj ("j=2¸k) như sau: trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi Xj biến động 1 đơn vị (theo đơn vị tính của Xj) thì E(Y) sẽ biến động bình quân bj%. Để xác định được các yếu tố cần thiết cho mô hình dựa trên cơ sở dữ liệu, ta sử dụng bảng phân tích tương quan. Kết quả phân tích tương quan Wage Region Skill Experience Schooling Education Sector Indus Wage Pearson 1.00 0.01 0.32 0.04 0.37 0.35 0.27 0.19 Sig. (2-tailed) 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Region Pearson 0.01 1.00 -0.20 -0.03 -0.31 -0.32 -0.11 -0.19 Sig. (2-tailed) 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Skill Pearson 0.32 -0.20 1.00 -0.10 0.71 0.64 0.51 0.42 Sig. (2-tailed) 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Experience Pearson 0.04 -0.03 -0.10 1.00 -0.13 -0.13 -0.01 0.07 Sig. (2-tailed) 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Schooling Pearson 0.37 -0.31 0.71 -0.13 1.00 0.98 0.57 0.51 Sig. (2-tailed) 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Education Pearson 0.35 -0.32 0.64 -0.13 0.98 1.00 0.55 0.50 Sig. (2-tailed) 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Sector Pearson 0.27 -0.11 0.51 -0.01 0.57 0.55 1.00 0.41 Sig. (2-tailed) 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Indus Pearson 0.19 -0.19 0.42 0.07 0.51 0.50 0.41 1.00 Sig. (2-tailed) 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 ** is significant at the 0.01 level (2-tailed). Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra Mức sống 2004-2006 Từ bảng kết quả trên, ta thấy: Các hệ số tương quan tuyến tính của từng cặp biến được tính. Các kiểm định giả thiết “từng hệ số khác không” được thực hiện. Với kết quả này, ta có thể kết luận những hệ số tương quan của biến Wage và từng biến Region, Skill, Experience, Schooling, Education, Sector và Indus lớn hơn không, có ý nghĩa thống kê. Từng cặp biến này biến đổi cùng chiều. Xuất phát từ mô hình đã được đề cập trên và qua bảng phân tích tương quan, ta đưa ra mô hình tiền lương dạng cơ bản sau: LnWage = a0 + a1*Schooling + a2*Schooling2 + a3*Experience + a4*Experience2 + a5*Gender + a6*Urban + u (3.3) Giải thích mô hình: u là sai số ngẫu nhiên có kỳ vọng bằng 0 phương sai hữu hạn Biến phụ thuộc: Wage là lương của người lao động đã được qui đổi về lương tháng Biến độc lập: Schooling: Số năm đi học của người lao động Schooling2: Số năm đi học bình phương của người lao động Experience: Số năm kinh nghiệm của người lao động Experience2: Số năm kinh nghiệm bình phương của người lao động Gender: Giới tính của người lao động. Biến này có 2 phạm trù, khi đó, chỉ cần đặt 1 biến giả. Gender = 1 nếu là lao động Nam 0 nếu là lao động Nữ Sector: Khu vực của người lao động. Biến này có 2 phạm trù, khi đó, chỉ cần đặt 1 biến giả. Sector = 1 nếu là lao động ở khu vực thành thị 0 nếu là lao động ở khu vực nông thôn Trong phiếu hỏi các biến nói trên có thể dễ dàng tính toán được thông qua một số biến như số năm đi học được tính từ số năm đi học văn hóa thực tế cộng với thời gian học chuyên môn kỹ thuật qui ra số năm. Thực tế, trong phiếu không chỉ ra số thời gian học nghề hay chuyên môn cụ thể của người lao động, mà chỉ có thời gian học nghề ngắn hạn và dài hạn. Vì vậy, tôi đã lấy số thời gian học phổ biến cho từng loại nghề để tính. Tuy nhiên khi tính số năm kinh nghiệm bằng cách lấy số tuổi của cá nhân người lao động trừ đi số năm đi học nói trên thì có một số trường hợp tính ra bị âm, chênh nhau từ 1 hoặc 0.5 năm. Với trường hợp như vậy tôi đã xem lại tuổi và năm đi học và xử lí như sau: Do phiếu hỏi được thực hiện vào tháng Năm và tháng Chín nên khi hỏi năm học cao nhất đạt được thì một số người thường trả lời cho năm đang học dở chưa kết thúc trong khi tuổi lại tính theo thời điểm điều tra, ví dụ: một học sinh đã tốt nghiệp lớp 9 và đang học lớp 10 thì phải khai học xong lớp 9 chứ không phải khai lớp 10 vì vậy khi nói tuổi 15 mà học xong lớp 10 thì chưa hoàn toàn chính xác (trừ trường hợp học trước tuổi, những trường hợp như vậy lẽ ra rất ít trong mẫu, nhưng thực tế lại không ít). Vì vậy một số người bị thấp tuổi hơn khi tính năm điều tra trừ đi năm sinh, mặt khác cũng có trường hợp vừa học xong phổ thông ra trường và đi học nghề dài hạn, có thể họ chỉ học một năm chứ không phải một năm rưỡi, do đó mà xảy ra âm về số năm kinh nghiệm. Những trường hợp như vậy không nhiều và được chuyển về số năm kinh nghiệm bằng không. Trong các biến trên tôi sử dụng hai biến dạng bình phương là schooling2 và experience2 vì chúng ta có thể cho rằng quan hệ giữa tiền lương với số năm đi học và với kinh nghiệm của người lao động là quan hệ phi tuyến. Kết quả mà có chứa các biến như trên phương trình (3.3) sau: LnWage = -0.002Schooling + 0.003Schooling2 + 0.024Experience - 0.001Experience2 + 0.224Gender + 0.387Sector (3.4) Từ phương trình (3.4) có thể tìm ra sự khác biệt của tiền lương giữa các nhóm lao động như giữa nam và nữ, giữa thành thị và nông thôn, giữa các ngành, giữa các vùng, giữa các nhóm trình độ giáo dục, … thông qua việc sử dụng các biến giả: Skill: Kỹ năng của lao động. Biến này có 2 phạm trù, khi đó chỉ cần đặt 1 biến giả Skill = 1 nếu là lao động có kỹ năng 0 nếu là lao động không có kỹ năng Indus: Ngành kinh tế của người lao động. Biến này có 3 phạm trù, khi đó đưa vào mô hình hồi qui 2 biến giả Indus1 = 1 nếu lao động làm trong ngành nông nghiệp Indus1 = 0 nếu lao động làm ở ngành khác Indus2 = 1 nếu lao động làm trong ngành Công nghiệp Indus2 = 0 nếu lao động làm ở ngành khác Vậy, phạm trù cơ sở được coi là lao động làm trong ngành dịch vụ. Owner: Hình thức sở hữu của loại hình doanh nghiệp. Biến này có 5 phạm trù, khi đó đưa vào mô hình hồi qui 4 biến giả Owner1 = nếu lao động làm trong khu vực Kinh tế hộ gia đình Owner1 = nếu lao động làm trong khu vực khác Owner2 = nếu lao động làm trong khu vực Doanh nghiệp tư nhân Owner2 = nếu lao động làm trong khu vực khác Owner3 = nếu lao động làm trong khu vực Kinh tế tập thể Owner3 = nếu lao động làm trong khu vực khác Owner4 = nếu lao động làm trong khu vực Kinh tế nhà nước Owner4 = nếu lao động làm trong khu vực khác Vậy, phạm trù cơ sở được coi là lao động làm trong khu vực FDI. Để xem xét sự khác biệt giữa các nhóm trong mô hình ta sử dụng các biến tương tác trong mô hình. Sự tương tác giữa một số biến với nhau trong mô hình hàm ý là có ảnh hưởng của các biến đến tiền lương giữa các nhóm khác nhau thì khác nhau. Schooling*Gender và Experience*Gender: được lần lượt tạo ra từ biến Schooling và Experience kết hợp với biến Gender Schooling*Sector và Experience*Sector: được lần lượt tạo ra từ biến Schooling và Experience kết hợp với biến Sector Nông nghiệp*Schooling và Công nghiệp*Schooling: được lần lượt tạo ra từ biến Indus1=1 và Indus2=1 kết hợp với biến Schooling Xét mô hình (3.4). LnWage = -0.002Schooling + 0.003Schooling2 + 0.024Experience - 0.001Experience2 + 0.224Gender + 0.387Sector (3.4) Mô hình này được ước lượng theo phương pháp OLS nhỏ nhất. Tiền lương bình quân của lao động nam cao hơn tiền lương bình quân của lao động nữ là 0.224 %. Trong các doanh nghiệp, tiền lương phụ thuộc vào kết quả lao động và hiệu quả kinh tế. Do đó, tiền lương trả cho người lao động đảm bảo được tính công bằng, không có sự phân biệt về giới. Tuy nhiên, trên thực tế, lao động nữ nhận tiền lương thấp hơn nam giới. Có rất nhiều lý do khiến cho lao động nữ nhận tiền lương thấp hơn nam giới, chẳng hạn như quãng đời học tập và lao động, cống hiến của phụ nữ và nam giới có khoảng cách khá xa: - Từ tuổi 15 đến tuổi 24 cơ hội cho phụ nữ và nam giới kết thúc bậc giáo dục, đào tạo cao nhất (bậc Đại học) có thể như nhau. Tuy nhiên, lao động nữ thường kết thúc học tập và đi vào cuộc đời lao động sớm hơn nam. Như vậy, tại thời điểm bắt đầu cuộc đời lao động phụ nữ thường có trình độ học vấn và nghề nghiệp thấp hơn nam (nguồn đầu vào thấp hơn nam). - Độ tuổi 25 cả nam và nữ đều bước vào cuộc đời lao động, nhưng khác với nam giới có thể tiếp tục kết hợp học tập, tích lũy kinh nghiệm thì ở lứa tuổi này nữ giới cũng thường bắt đầu lập gia đình và sinh con, nuôi con, giai đoạn này mất khoảng 10 năm (tức là đến độ tuổi 34). - Tiếp đó phụ nữ mới bắt đầu tập trung nhiều cho công việc, nhưng tuổi cống hiến của phụ nữ ngắn hơn so với nam giới: + Tuổi nghỉ hưu của nam là 60 thì của nữ là 55; + Nam đến 54 tuổi vẫn có thể đề bạt, thăng tiến, nữ phải dừng lại ở tuổi 45-50. Tiền lương bình quân ở khu vực thành thị cao hơn ở khu vực nông thôn là 0.387 %. Ở nông thôn, thị trường lao động tuy đã xuất hiện nhưng chưa phát triển. Trong khi đó, lao động khu vực thành thị có khả năng tham gia vào các công việc đòi hỏi mức độ phức tạp cũng như trình độ chuyên môn cao hơn. Lao động thành thị chịu sự tác động tích cực của thị trường lao động năng động và được hưởng thành quả của quá trình phát triển kinh tế, khoa học ký thuật cao hơn lao động so với khu vực nông thôn. Khi số năm đi học tăng lên 1 đơn vị thì tiền lương tăng -0.002 + 0.006Schooling (%). Nếu số năm đi học của lao động lớn hơn hoặc bằng 1/3 năm thì tiền lương có xu hướng tăng. Rõ ràng, số năm đi học của lao động càng cao tức là tổng số năm đi học văn hóa thực tế và số năm thời gian học chuyên môn kỹ thuật, khi đó lao động có thể ứng dụng được những kiến thức đã được học của bản thân vào những công việc có mức lương cao. Còn khi số năm kinh nghiệm tăng thêm 1 đơn vị thì tiền lương tăng 0.024 - 0.002Experience(%). Nếu số năm kinh nghiệm của lao động nhỏ hơn hoặc bằng 12 năm thì tiền lương có xu hướng tăng. Khi số năm kinh nghiệm của lao động tăng, lao động tích lũy được nhiều kinh nghiệm thì tiền lương của lao động tăng. Khi số năm kinh nghiệm của lao động lớn hơn 12 năm, tuổi của cá nhân người lao động khá cao. Ở độ tuổi này có nhiều thứ chi phối người lao động như sức khỏe hay xét riêng phụ nữ, họ bắt đầu lập gia đình. Từ phương trình cơ bản ta thêm lần lượt các biến và kết quả ước lượng được thể hiện ở bảng phụ lục 1. Từ kết quả trên, có thể thấy được sự biến động của các hệ số khi ta đưa thêm biến vào mô hình. Trong chuyên đề thực tập này, ta sẽ tập trung vào phân tích phương trình (3.14). LnWage = - 0.009Schooling + 0.003Schooling2 + 0.026Experience - 0.001Experience2 + 0.383Gender + 0.088Sector + 0.175Skill - 0.118Indus1 + 0.218Indus2 - 0.006Indus1*Schooling - 0.011Indus2*Schooling - 0.393Owner1 - 0.150Owner2 - 0.789Owner3 - 0.415Owner4 + 0.009Experience*Sector - 0.018Schooling*Gender + 0.007Schooling*Sector (3.14) Tương tự như phương trình (3.4) ta thấy: Tiền lương bình quân của lao động nam cao hơn tiền lương bình quân của lao động nữ và cao hơn là 0.383%. Tiền lương bình quân ở khu vực thành thị cũng cao hơn tiền lương bình quân ở khu vực nông thôn và cao hơn là 0.088 %. Mặt khác, ta thấy: + Sự chênh lệch về tiền lương bình quân của lao động có kỹ năng và lao động không có kỹ năng là 0.175 %. Kỹ năng của lao động khá quan trọng. Với cùng một công việc, lao động có kỹ năng làm công việc đó với mức năng suất cao hơn so với lao động không có kỹ năng. Do đó tiền lương bình quân của lao động có kỹ năng cao hơn tiền lương bình quân của lao động không có kỹ năng, đảm bảo đúng “tiền lương phụ thuộc vào kết quả lao động”. + Tiền lương bình quân của lao động làm trong ngành dịch vụ cao hơn tiền lương bình quân của lao động làm trong ngành nông nghiệp là 0.118%, trong khi tiền lương bình quân của lao động làm trong ngành công nghiệp lại cao hơn tiền lương bình quân của lao động làm trong ngành dịch vụ là 0.218 %. Từ đây ta nhận ra rằng tiền lương bình quân của lao động làm trong ngành công nghiệp là cao nhất và thấp nhất là trong ngành nông nghiệp. + Tiền lương bình quân ở khu vực FDI là cao nhất. So với khu vực Kinh tế nhà nước, nó cao hơn 0.415 %. So với khu vực Kinh tế tập thể, nó cao hơn 0.789 %. So với khu vực Doanh nghiệp tư nhân, nó cao hơn 0.150 %. Còn so với khu vực Kinh tế hộ gia đình, nó cao hơn 0.393 %. Khu vực FDI có quy mô khá lớn, thường thu hút lao động có trình độ chuyên môn kỹ thuật cao và có năng suất lao động cao. Ta có: ¶LnWage ¤¶Schooling = - 0.009 + 0.006Schooling - 0.006Indus1 - 0.011Indus2 - 0.018Gender + 0.007Sector ¶LnWage ¤¶Experience = 0.026 - 0.002Experience + 0.009Sector Khi số năm đi học của lao động tăng 1 đơn vị và giả định các yếu tố khác không đổi so với quá khứ thì tiền lương của lao động tăng - 0.009 + 0.006Schooling (%). Còn khi số năm kinh nghiệm của lao động tăng 1 đơn vị và giả định các yếu tố khác không đổi so với quá khứ thì tiền lương của lao động tăng 0.026 - 0.002Experience (%). Ở cùng một mức kinh nghiệm như nhau, chênh lệch về tiền lương ở khu vực thành thị so với chênh lệch về tiền lương ở khu vực nông thôn là 0.009 %. Nhưng ở cùng một mức đi học như nhau chênh lệch về tiền lương ở khu vực thành thị cao hơn so với chênh lệch về tiền lương ở khu vực nông thôn là 0.007 %. 3.3. MÔ HÌNH TIỀN LƯƠNG ĐƯỢC XÁC ĐỊNH THÔNG QUA HÀNH VI CỦA DOANH NGHIỆP Một trong những hành vi của doanh nghiệp trên thị trường là xác định lượng cầu lao động và chi phí tiền lương sao cho đạt mục tiêu tối đa hóa lợi nhuận (hay tối thiểu chi phí). Với cơ sở dữ liệu hạn chế nên ta có thể mô hình hóa hành vi của doanh nghiệp một cách đơn giản dựa trên hàm sản xuất Cobb-Douglas đã tuyến tính hóa để biểu thị mối quan hệ công nghệ giữa đầu ra và các nhân tố đầu vào. Theo dạng ngẫu nhiên LnYi = b1 + b2 LnX2i + … + bk LnXki + ui "i=1¸n (3.15) Hay theo dạng kỳ vọng LnE(Yi ) = b1 + b2 LnX2i + … + bk LnXki "i=1¸n (3.16) Với Ln ký hiệu của logarit theo cơ số tự nhiên Đối với mô hình (3.16), chúng ta có thể thực hiện đạo hàm riêng như sau: bj = ¶LnE(Y)/¶LnXj = (¶E(Y)/Y)/(¶Xj/Xj ) Trong kinh tế, chúng ta có thể tính xấp xỉ như sau: bj = (¶E(Y)/Y)/(¶Xj/Xj) » (DE(Y)/Y)/(DXj/Xj) Với DE(Y)/Y và DXj/Xj thể hiện tốc độ biến động của Y và Xj. Như vậy, có thể nói bj chính là hệ số co giãn của E(Y) theo Xj Với biểu thức này có thể giải thích ý nghĩa của bj ("j=2¸k) như sau: trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi Xj biến động 1% thì E(Y) sẽ biến động bình quân bj%. Tuy nhiên khi ước lượng hàm sản xuất sẽ có một số các vấn đề sau Trong phạm vi của chuyên đề thực tập này tôi chỉ xem xét tiền lương thông qua kết quả đầu ra của doanh nghiệp để xác định được số lao động cần thiết tại mức lương thỏa thuận trên thị trường với người lao động để thực hiện hành vi tối đa hóa lợi nhuận của mình. Những vấn đề kinh tế lượng thường gặp khi ước lượng hàm sản xuất Ở đây giả thiết rằng các tham số và (và các giá cả) là như nhau đối với tất cả các công ty, những ảnh hưởng khác nhau giữa các công ty được gộp vào nhiễu . Để ước lượng các tham số a, và ta có thể ước lượng trực tiếp phương trình (3.15), khi cho các số liệu về đầu ra , đầu vào lao động , và đầu vào vốn . Vì các số liệu như thế thường không có sẵn, đặc biệt là số liệu về vốn, hàm này nói chung được ước lượng gián tiếp. Tuy nhiên, ngay cả nếu các số liệu này sẵn có, việc ước lượng trực tiếp là một thủ tục hơi đáng nghi ngờ, vì các biến giải thích ln và ln là các biến nội sinh, được xác định cùng với ln, và không độc lập với số hạng nhiễu ngẫu nhiên, dẫn đến một vấn đề ước lượng các phương trình đồng thời, đặc biệt là biến giải thích nội sinh. Chúng cũng có khuynh hướng không độc lập với nhau, có thể dẫn đến vấn đề đa cộng tuyến (tính). Hơn nữa, phương sai của số hạng nhiễu ngẫu nhiên không nhất thiết là hằng số, dẫn đến vấn đề phương sai không đồng đều. Để phần nào khắc phục được khuyết tật trên ta ước lượng phương trình bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất 2 giai đoạn, ta ước lượng một hệ các phương trình xác định cầu lao động như sau: Trước hết, mô tả biến: Go: Giá trị sản xuất thực tế của doanh nghiệp Labor: Số lao động thực tế của doanh nghiệp Capital: Giá trị vốn thực tế của doanh nghiệp TFP: Năng suất các nhân tố tổng hợp của doanh nghiệp K/L: Năng suất Wage: Lương bình quân trong doanh nghiệp Giai đoạn 1: Ước lượng phương trình: Ln_Go = a0 + a1*Ln_Capital + a2*Ln_Labor + a3*Ln_TFP + u (3.17) Dưới đây là kết quả ước lượng: Ln_Go = 2.472 + 0.398Ln_Capital + 0.741Ln_Labor + 0.058Ln_TFP (3.18) Như vậy, qua ước lượng số liệu thực tế có thể thấy được hệ số của vốn, lao động và năng suất nhân tố tổng hợp đều mang dấu dương và thực sự có ý nghĩa phù hợp với lý thuyết kinh tế về sự gia tăng đầu ra khi đầu vào tăng ảnh hưởng đến giá trị sản xuất Go của doanh nghiệp trong giai đoạn 2004-2006. Các hệ số trong mô hình phù hợp với thực tiễn. Có thể thấy rằng Go tăng bình quân của cả giai đoạn từ năm 2004 đến năm 2006 là 2.742 %. Vai trò của vốn qua hệ số co giãn Go theo vốn là 0.398. Khi số vốn tăng thêm 1% và các yếu tố khác giả định như không đổi so với quá khứ thì Go tăng khoảng 0.398 %. Khi số lao động tăng 1% và các yếu tố khác giả định không đổi thì Go sẽ tăng 0.741 %. Khi tăng năng suất nhân tố tổng hợp thêm 1 %, giả định các yếu tố khác không đổi thì Go tăng 0.058 %. Qua ước lượng trên ta có thể thấy rằng: Khi tất cả các yếu tố đầu vào cùng tăng thêm 1 % thì Go của doanh nghiệp ở Việt Nam tăng 1.197 %. Ước lượng giai đoạn 1 ta thu được Ln_Go_h. Giai đoạn 2: Ước lượng phương trình: Ln_Labor = a0 + a1*Ln_Go_h + a2*Ln_Wage + a3*Ln_TFP + a4*Ln(K/L) + u (3.19) Dưới đây là kết quả ước lượng: Ln_Labor = - 2.191 + 0.797Ln_Go_h - 0.189Ln_Wage - 0.028Ln_TFP - 0.000192Ln_K/L (3.20) Như vậy, qua ước lượng số liệu thực tế có thể thấy được hệ số của tiền lương, năng suất nhân tố tổng hợp và năng suất đều mang dấu âm, riêng hệ số của giá trị sản xuất mang dấu dương. Thực sự chúng có ý nghĩa phù hợp với lý thuyết kinh tế về sự ảnh hưởng đến số lao động của doanh nghiệp trong giai đoạn 2004-2006. Các hệ số trong mô hình phù hợp với thực tiễn. Có thể thấy rằng Labor giảm bình quân của cả giai đoạn từ năm 2004 đến năm 2006 là 2.191 %. Khi tiền lương tăng thêm 1% và các yếu tố khác giả định như không đổi so với quá khứ thì Labor giảm khoảng 0.189 %. Khi tăng năng suất nhân tố tổng hợp thêm 1 %, giả định các yếu tố khác không đổi thì Labor giảm 0.028 %. Khi năng suất tăng 1 % và các yếu tố khác giả định không đổi thì Labor giảm 0.000192 %. Còn khi giá trị sản xuất tăng 1 %, giả định các yếu tố khác không đổi thì Labor lại tăng 0.797 %. Qua ước lượng trên ta có thể thấy rằng: Khi tất cả các yếu tố đầu vào cùng tăng thêm 1 % thì Labor của doanh nghiệp ở Việt Nam tăng 0.58 %. Sau khi xác định được số lao động cần thiết tại mức lương thỏa thuận trên thị trường với người lao động, ta xác định được lương bình quân trong doanh nghiệp. Sử dụng hàm: Wage=f(L, Go) Phương trình hồi qui có dạng: Ln_Wage = a0 + a1*Ln_K/L + a2*LnGo_h + a3*Ln_Labor_h + u (3.21) Dưới đây là kết quả ước lượng: Ln_Wage = - 0.946 + 5.09*10-05 Ln_K/L + 1.119Ln_Go_h - 1.575Ln_Labor_h (3.22) Như vậy, qua ước lượng số liệu thực tế có thể thấy được hệ số của năng suất và giá trị sản xuất đều mang dấu dương, riêng hệ số của lao động mang dấu âm. Thực sự chúng có ý nghĩa phù hợp với lý thuyết kinh tế về sự ảnh hưởng đến lương bình quân của doanh nghiệp trong giai đoạn 2004-2006. Các hệ số trong mô hình phù hợp với thực tiễn. Có thể thấy rằng Wage giảm bình quân của cả giai đoạn từ năm 2004 đến năm 2006 là 0.946 %. Khi năng suất tăng 1% và các yếu tố khác giả định như không đổi thì Wage tăng 5.09*10-05 %. Khi giá trị sản xuất tăng thêm 1 %, giả định các yếu tố khác không đổi thì Wage tăng 1.119 %. Còn khi tăng số lao động 1 %, giả định các yếu tố khác không đổi thì Wage lại giảm 1.575 %. Qua ước lượng trên ta có thể thấy rằng: Khi tất cả các yếu tố đầu vào cùng tăng thêm 1 % thì Wage của doanh nghiệp ở Việt Nam giảm 0.46 %. KẾT LUẬN Về thực trạng tiền lương của người lao động Xét cho cả giai đoạn từ 2004 đến 2006 cho thấy: tiền lương bình quân ở khu vực nông thôn luôn thấp hơn so với thành thị duy chỉ có một vài trường hợp cá biệt. Đó là: Năm 2004 tiền lương bình quân tháng ở khu vực nông thôn với ngành kinh tế Công nghiệp khai thác mỏ là 893.43 nghìn đồng, năm 2006 là 1,169.93 nghìn đồng, trong khi đó ở khu vực thành thị tương ứng là: 1,957.36 nghìn đồng và 2,402.10 nghìn đồng. Cũng năm 2004 tiền lương bình quân tháng ở khu vực nông thôn với nhóm tuổi từ 60 trở lên là 388.89 nghìn đồng, ở khu vực thành thị là 884.59 nghìn đồng. Còn với ngành kinh tế Sản xuất phân phối điện, khí đốt và nước năm 2006 ở khu vực nông thôn là 830.50 nghìn đồng, ở thành thị là 1,757.04 nghìn đồng. Xét cho từng khu vực nông thôn hay thành thị, tiền lương bình quân ở tại thời điểm năm 2004 luôn thấp hơn so với thời điểm năm 2006. Cá biệt Năm 2004 tiền lương bình quân tháng ở khu vực thành thị với cấp độ học vấn Chưa đi học là 765.39 nghìn đồng, năm 2006 là 679.44 nghìn đồng. Về một số yếu tố ảnh hưởng đến tiền lương của người lao động Trên đây là một số kết quả sử dụng mô hình kinh tế lượng để nghiên cứu một số yếu tố ảnh hưởng đến tiền lương của người lao động ở Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2004 đến năm 2006. Về mô hình từ những đặc điểm của người lao động làm công ăn lương, khi ta thêm lần lượt các biến từ phương trình cơ bản thì ta nhận thấy rằng: Tiền lương bình quân của lao động nam luôn cao hơn tiền lương bình quân của lao động nữ. Tiền lương bình quân ở khu vực thành thị cũng cao hơn tiền lương bình quân ở khu vực nông thôn. Khi số năm đi học hay số năm kinh nghiệm của lao động tăng lên 1 đơn vị thì tiền lương tăng theo một hàm số với biến là Schooling hay Experience. Khi ta xét một phương trình cụ thể, đó là phương trình (3.14) thì: Tiền lương bình quân của lao động có kỹ năng cao hơn so với lao động không có kỹ năng. Tiền lương bình quân của lao động làm trong ngành công nghiệp là cao nhất, tiếp theo là ngành dịch vụ và cuối cùng là ngành nông nghiệp. So với khu vực Kinh tế Nhà nước, Kinh tế tập thể, Doanh nghiệp tư nhân và Kinh tế hộ gia đình thì tiền lương bình quân của lao động làm trong khu vực FDI là cao nhất. Với cùng một mức kinh nghiệm hay cùng một mức đi học thì tiền lương bình quân của lao động ở khu vực thành thị cao hơn so với ở khu vực nông thôn. Về mô hình tiền lương được xác định thông qua hành vi của doanh nghiệp, ở giai đoạn 1, khi tất cả các yếu tố đầu vào – đó là giá trị vốn, số lượng lao động và năng suất nhân tố tổng hợp cùng tăng thêm 1 % thì giá trị sản xuất của doanh nghiệp ở Việt Nam tăng. Đối với giai đoạn 2, khi tất cả các yếu tố đầu vào – đó là giá trị sản xuất, lương bình quân, năng suất nhân tố tổng hợp và năng suất cùng tăng thêm 1% thì số lao động trong doanh nghiệp cũng tăng. Sau khi giai đoạn 1 và giai đoạn 2 được thực hiện, lương bình quân trong doanh nghiệp lại giảm khi năng suất, giá trị sản xuất và số lao động cùng tăng thêm 1 %. TÀI LIỆU THAM KHẢO Sách: Bài tập Kinh tế lượng với sự trợ giúp của phần mềm Eviews, Nhà xuất bản Khoa học và Kỹ thuật, Hà Nội, 2006. Giáo trình Thống kê thực hành với sự trợ giúp của SPSS và WinStata, Nhà xuất bản Khoa học và Kỹ thuật, Hà Nội, 2005. Kinh tế lượng, Nhà xuất bản Khoa học và Kỹ thuật, Hà Nội, 2001. Kinh tế lượng (chương trình nâng cao), Nhà xuất bản Khoa học và Kỹ thuật, Hà Nội, 2006. Lý thuyết mô hình toán kinh tế, Nhà xuất bản Khoa học và Kỹ thuật, Hà Nội, 2003. Tạp chí: Bản tin Hoạt động Nghiên cứu Khoa học, Viện Khoa học Lao động và Xã hội, Số 9, Tháng 09-2006; Số 10, Tháng 12-2006; Số 12, Tháng 06-2007; Số 13, Tháng 09-2007. Đề tài: Xác định cơ chế phân phối tiền lương - thu nhập của các loại hình doanh nghiệp trong giai đoạn 2006 - 2010, Viện Khoa học Lao động và Xã hội – Bộ Lao động - Thương binh và Xã hội, Hà Nội, 2007. Luận văn tốt nghiệp: Phân tích các nhân tố cơ bản ảnh hưởng đến tăng trưởng công nghiệp bằng mô hình kinh tế lượng, Khoa Toán kinh tế, Trường Đại học Kinh tế quốc dân, Khóa 44. Luận văn tốt nghiệp: Phân tích tác động của các nhân tố đến lợi suất cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam, Khoa Toán kinh tế, Trường Đại học Kinh tế quốc dân, Khóa 45. Và một số tài liệu tham khảo khác. PHỤ LỤC 1. MÔ HÌNH TỪ NHỮNG ĐẶC ĐIỂM CỦA NGƯỜI LAO ĐỘNG LÀM CÔNG ĂN LƯƠNG Phương trình 3.4 3.5 3.6 3.7 3.8 3.9 3.1 3.11 3.12 3.13 3.14 lnWage Schooling -0.002 0.006 -0.012** -0.018** -0.012 -0.003 -0.014* -0.016** -0.007 -0.008 -0.009 [0.006] [0.006] [0.006] [0.008] [0.008] [0.006] [0.007] [0.007] [0.008] [0.007] [0.007] Schooling2 0.003*** 0.002*** 0.004*** 0.004*** 0.003*** 0.003*** 0.003*** 0.003*** 0.003*** 0.003*** 0.003*** [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] Experience 0.024*** 0.024*** 0.028*** 0.025*** 0.026*** 0.028*** 0.029*** 0.026*** 0.029*** 0.027*** 0.026*** [0.002] [0.002] [0.002] [0.002] [0.002] [0.002] [0.002] [0.002] [0.002] [0.002] [0.002] Experience2 -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] Gender 0.224*** 0.225*** 0.243*** 0.203*** 0.203*** 0.243*** 0.223*** 0.223*** 0.380*** 0.414*** 0.383*** [0.010] [0.010] [0.010] [0.010] [0.010] [0.011] [0.011] [0.011] [0.029] [0.039] [0.029] Sector 0.387*** 0.381*** 0.347*** 0.354*** 0.348*** 0.340*** 0.320*** 0.166*** 0.289*** 0.088 0.088 [0.057] [0.058] [0.049] [0.054] [0.055] [0.049] [0.049] [0.037] [0.072] [0.057] [0.058] Skill 0.150*** 0.159*** 0.177*** 0.179*** 0.177*** 0.176*** 0.174*** 0.175*** [0.020] [0.018] [0.021] [0.020] [0.019] [0.019] [0.019] [0.019] Indus1 -0.095* -0.103** -0.099** -0.095** -0.112** -0.117** -0.118** [0.049] [0.049] [0.047] [0.046] [0.049] [0.048] [0.048] Indus2 0.270*** 0.270*** 0.250*** 0.251*** 0.222*** 0.219*** 0.218*** [0.043] [0.042] [0.039] [0.039] [0.042] [0.042] [0.042] Indus1*Schooling -0.014** -0.011* -0.008 -0.009 -0.007 -0.006 -0.006 [0.006] [0.006] [0.006] [0.006] [0.006] [0.006] [0.006] Indus2*Schooling -0.011*** -0.010*** -0.014*** -0.014*** -0.011*** -0.011*** -0.011*** [0.003] [0.003] [0.003] [0.003] [0.003] [0.003] [0.003] Owner1 -0.475*** -0.474*** -0.394*** -0.397*** -0.390*** -0.396*** -0.393*** [0.029] [0.028] [0.024] [0.024] [0.025] [0.024] [0.024] Owner2 -0.157*** -0.162*** -0.150*** -0.153*** -0.146*** -0.151*** -0.150*** [0.028] [0.028] [0.026] [0.027] [0.027] [0.027] [0.027] Owner3 -0.868*** -0.887*** -0.797*** -0.793*** -0.795*** -0.789*** -0.789*** [0.064] [0.063] [0.063] [0.064] [0.063] [0.064] [0.064] Owner4 -0.453*** -0.478*** -0.407*** -0.416*** -0.406*** -0.416*** -0.415*** [0.028] [0.026] [0.024] [0.025] [0.025] [0.025] [0.025] Experience*Sector 0.008*** 0.009*** 0.009*** [0.001] [0.001] [0.001] Schooling*Gender -0.018*** -0.019*** -0.018*** [0.003] [0.003] [0.003] Schooling*Sector 0.003 0.007* 0.007* [0.004] [0.003] [0.003] Experience*Gender -0.001 [0.001] * Significant at 10%; ** Significant at 5%; *** Significant at 1%; Robust standard errors in brackets Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra Mức sống 2004-2006 2. MÔ HÌNH TIỀN LƯƠNG ĐƯỢC XÁC ĐỊNH THÔNG QUA HÀNH VI CỦA DOANH NGHIỆP Giai đoạn 1: Source SS df MS Number of obs = 317906 F( 3,317902) = . Model 1144946.71 3 381648.904 Prob > F = 0 Residual 363292.8393 1.14278249 R-squared = 0.7591 Adj R-squared = 0.7591 Total 1508239.553 4.74430899 Root MSE = 1.069 ln_GO Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval] ln_TFP 0.058 0.000 354.070 0.000 0.058 0.058 ln_Labor 0.741 0.002 426.130 0.000 0.737 0.744 ln_Capital 0.398 0.001 321.540 0.000 0.396 0.401 _cons 2.472 0.006 432.530 0.000 2.461 2.483 Giai đoạn 2: Source SS df MS Number of obs = 311185 F( 4,311180) = . Model 622094.327 4 155523.582 Prob > F = 0 Residual 65654.31923 0.210985022 R-squared = 0.9045 Adj R-squared = 0.9045 Total 687748.6473 2.21010285 Root MSE = 0.45933 ln_Labor Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval] K_Lratio -0.0001917 2.23E-06 -85.95 0 -0.0001961 -0.0001873 ln_TFP -0.0280181 0.0000716 -391.12 0 -0.0281585 -0.0278777 ln_Wage -0.1892467 0.0007142 -265 0 -0.1906464 -0.187847 ln_GO_h 0.7973806 0.0004809 1658.22 0 0.7964381 0.7983231 _cons -2.191116 0.0037273 -587.86 0 -2.198422 -2.183811 Hồi quy tiền lương: Source SS df MS Number of obs 311185 F( 3,311181) 36679.86 Model 109219.522 3 36406.5073 Prob > F 0 Residual 308861.9753 0.992547666 R-squared 0.2612 Adj R-squared 0.2612 Total 418081.4973 1.34351862 Root MSE 0.99627 ln_Wage Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval] ln_Labor_h -1.574986 0.0047729 -329.98 0 -1.584341 -1.565631 ln_GO_h 1.119096 0.0035597 314.38 0 1.112119 1.126073 K_Lratio 0.0000509 4.77E-06 10.68 0 0.0000416 0.0000603 _cons -0.9458114 0.0116925 -80.89 0 -0.9687284 -0.9228944 Nguồn: Tính toán từ số liệu điều tra Doanh nghiệp MỤC LỤC Trang