Tải bản đầy đủ - 98 (trang)
CHƢƠNG 3KIỂM CHỨNG ĐỊNH LƢ NG VỀ MỨC ĐỘ BẤT BÌNH ĐẲNG GIỚI TRONG THU NHẬP TẠI VIỆT NAM NĂM 2010

CHƢƠNG 3KIỂM CHỨNG ĐỊNH LƢ NG VỀ MỨC ĐỘ BẤT BÌNH ĐẲNG GIỚI TRONG THU NHẬP TẠI VIỆT NAM NĂM 2010

Tải bản đầy đủ - 98trang

42



Bảng 3.1: Biến độc lập và kì vọng dấu

Tên biến

yearsch



Ý nghĩa



Dấu kì vọng



Số năm đi học của một cá nhân đƣợc xác định bằng tổng số năm



(+)



đi học ở cả 3 bậc học theo hệ thống giáo dục Việt Nam: giáo dục

phổ thông, giáo dục đại học và giáo dục dạy nghề.

yearexp



Số năm kinh nghiệm, là thời gian kể từ sau khi không còn đi học



(+)



cho đến năm khảo sát.

yearxep2



Số năm kinh nghiệm bình phƣơng



(-)



uppuni



Trình độ trên đại học mô tả cho lao động có trình độ thạc sỹ,



(+)



tiến sỹ

coluni



Trình độ đại học, cao đẳng



(+)



highsch



Trình độ dƣới THPT



(+)



certificate



Có bằng dạy nghề



(+)



urban



Thành thị



(+)



agrieco



Khu vực nông nghiệp



(-)



pubsec



Khu vực kinh tế nhà nƣớc



(+)



forsec



Khu vực kinh tế có vốn đầu tƣ nƣớc ngoài



(+)



highski



Lao động có trình độ chuyên môn kỹ thuật trung, cao



(+)



lowskil



Lao động có trình độ chuyên môn kỹ thuật thấp



(+)



married



Tình trạng hôn nhân (đang có gia đình)



(+)



bigcity



Thành phố lớn ( Hà Nội, Thành phố Hồ Chí Minh)



(+)



43



Bảng 3.2 Tổng hợp các biến trong mô hình

Giới tính



Tên biến



NỮ



NAM

Gía trị

trung

bình



Sai số

chuẩn.



Gía trị

nhỏ

nhất



Giá trị

lớn

nhất



Gía trị

trung

bình



Sai số

chuẩn.



Gía trị

nhỏ

nhất



Giá trị

lớn

nhất



urban



0.242



0.429



0



1



0.238



0.426



0



1



gender



1.000



0.000



1



1



0.000



0.000



0



0



35.102



11.815



15



60



35.294



11.029



15



55



region



3.370



1.797



1



6



3.218



1.769



1



6



reg01



0.193



0.395



0



1



0.211



0.408



0



1



reg02



0.179



0.383



0



1



0.199



0.399



0



1



reg03



0.223



0.417



0



1



0.217



0.412



0



1



reg04



0.087



0.282



0



1



0.088



0.284



0



1



reg05



0.106



0.308



0



1



0.104



0.305



0



1



reg06



0.212



0.408



0



1



0.181



0.385



0



1



uppuni



0.002



0.045



0



1



0.002



0.039



0



1



coluni



0.058



0.233



0



1



0.057



0.233



0



1



highsch



0.899



0.302



0



1



0.868



0.338



0



1



yearsch



7.283



4.448



0



18



6.934



4.635



0



18



yearexp



21.819



12.826



0



54



22.360



12.588



0



49



yearexp2



640.562



618.111



0



2916



658.398



587.534



0



2401



certificate



0.139



0.346



0



1



0.087



0.282



0



1



agrieco



0.561



0.496



0



1



0.621



0.485



0



1



pubsec



0.094



0.292



0



1



0.097



0.296



0



1



forsec



0.017



0.130



0



1



0.038



0.192



0



1



highski



0.076



0.264



0



1



0.094



0.292



0



1



lowskil



0.407



0.491



0



1



0.296



0.457



0



1



married



0.721



0.448



0



1



0.759



0.428



0



1



bigcity



0.061



0.239



0



1



0.064



0.244



0



1



hincome



11.992



9.818



0.072



43.948



12.134



10.294



0.035



43.948



lhincome



2.073



1.037



-2.633



3.783



2.046



1.090



-3.360



3.783



age



Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu VHLSS 2010



44



hình phân tách a aca



3.1.3



Trong nghiên cứu này, các phƣơng trình ƣớc lƣợng thu nhập cho lao động

nam (m) và lao động nữ (f) sử dụng trung bình mẫu của mỗi nhóm đƣợc xác định

nhƣ sau:

Ƣớc lƣợng hàm thu nhập của lao động nam:



Ym



ˆ 0m



n



j

X m ˆmj



j 1



Ƣớc lƣợng hàm thu nhập của lao động nữ: Y f



ˆ0 f



n



j

X f ˆ fj



j 1



(3.2)



Trong đó:

Y



: logarithm tự nhiên của thu nhập theo giờ



ˆ0



: hằng số, tung độ gốc của hàm hồi qui



ˆ j : hệ số hồi quy biến thứ j

X



: giá trị trung bình biến thứ j



j



n



: n biến xác định cho hàm hồi quy nhƣ: số năm đi học, số năm kinh



nghiệm, số năm kinh nghiệm bình phƣơng…

Khoảng cách tiền lƣơng giữa lao động nam và lao động nữ đƣợc xác định nhƣ sau:

Ym Y f



( ˆ 0m



ˆ0 f )



n



Xf



n



ˆj



j



j 1



X j ˆmj



(3.3)



j 1



Trong đó:

ˆj



ˆj



ˆ j : là khoảng cách giữa hệ số hồi quy của biến j theo lao động

f



m



nam với hệ số hồi quy theo lao động nữ.

X



j



j



Xm



j



X f :là khoảng cách giá trị trung bình các biến giữa lao động



nam và nữ.

Phần thứ nhất: ( ˆ 0 m



ˆ0 f )



n



Xf



j



ˆ j tƣơng ứng với khoảng cách năng suất



j 1



của các đặc điểm của hai nhóm đối tƣợng nghiên cứu, phần này biểu hiện cho sự

khác biệt do phân biệt đối xử, hay khác biệt không thể giải thích đƣợc.



45



n



Phần thứ hai:



X j ˆmj tƣơng ứng với hiệu số trung bình của các đặc



j 1



điểm trên thị trƣờng lao động, phần này biểu hiện cho sự khác biệt do kỹ năng hay

khác biệt có thể giải thích đƣợc.

Phƣơng thức phân tích trên dựa trên giả thiết cấu trúc thu nhập của lao động

nam là cấu trúc chuẩn không có sự phân biệt đối xử. Tƣơng tự, chúng ta có thể xây

dựng mô hình xác định khoảng cách thu nhập giữa lao động nam và lao động nữ

trên cơ sở xem thu nhập của lao động nữ nhƣ là cấu trúc tiền lƣơng không có sự

phân biệt đối xử:

Ym Y f



( ˆ 0m



ˆ0 f )



n



Xf



j



ˆj



j 1



n



X j ˆ fj



(3.4)



j 1



Trong nghiên cứu này, kết quả hồi quy hàm thu nhập theo phƣơng pháp Mincer

(3.1) sẽ đƣợc sử dụng vào phƣơng trình Oaxaca để tính khoảng cách tiền lƣơng

giữa nam và nữ.

3.1.4



hình tương tác



Để phân tích tác động khác nhau của các biến độc lập và tác động của các biến

tƣơng tác giữa biến độc lập với giới tính lên thu nhập của ngƣời lao động, nghiên

cứu này sử dụng mô hình hồi quy tƣơng tác bằng việc tiến hành hồi quy logarithm

thu nhập theo giờ với các biến độc lập, biến giới tính và các biến tƣơng tác giữa

biến độc lập với biến giới tính sau khi đã loại bỏ các biến không có ý nghĩa thống

kê ở mô hình hồi quy hàm thu nhập Mincer.

3.2 Kết quả phân tích hàm hồi quy thu nhập Mincer

3.2.1. Kiểm định mô hình

Hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi đƣợc xử lý bằng kỹ thuật Robust. Đồ thị phân

tích phần dƣ theologarithm tự nhiên của biến thu nhập hội tụ. (xem phụ lục ma trận

hiệp phƣơng sai và môt số kết quả).

Kết quả phân tích ma trận hiệp phƣơng sai giữa các biến độc lập cho thấy các

biến có mối quan hệ tƣơng quan yếu hoặc không tƣơng quan với nhau.



46



3.2.2.



Kết quả h i quy hàm thu nhập Mincer



Bảng 3.3 Kết quả hồi quy của mô hình hồi quy hàm thu nhập Mincer cho cả

lao động nam và nữ

Biến phụ thuộc thu nhập bình quân theo giờ của ngƣời lao động (lhincome)

Hệ số hồi

Biến độc lập



quy



P>t



t- static



Số năm đi học



0,029



0,000



8,860



Số năm kinh nghiệm



0,019



0,000



5,610



Số năm kinh nghiệm bình phƣơng



0,000



-0,0002



-3,500



Trình độ trên đại học



0,409



0,000



3,660



Trình độ đại học, cao đẳng



0,374



0,000



4,770



Trình độ dƣới trung học phổ phông



0,220



0,000



4,320



Bằng dạy nghề



0,098



0,003



2,990



Thành thị



0,210



0,000



9,200



-0,411



0,000



-17,880



0,241



0,000



8,040



ngoài



0,330



0,000



7,400



Lao động có CMKT bậc trung, cao



0,215



0,000



4,710



Lao động có CMKT bậc thấp



0,038



0,103



1,630



-0,013



0,629



-0,480



Thành phố lớn (Hà Nội/ Tp.HCM)



0,246



0,000



8,100



Tung độ gốc



1,483



0,000



25,440



Số quan sát



10070



R2 hiệu chỉnh



0,1743



Nông nghiệp

Khu vực kinh tế nhà nƣớc

Khu vực kinh tế có vốn đầu tƣ nƣớc



Có gia đình



Prob (F-statistic)



0,0000

Nguồn: Tính toán của tác giả từsố liệu VHLSS 2010



47



Mô hình có R2 = 0,1743 chỉ mới giải thích đƣợc 17,43% cho biến động của thu

nhập bình quân theo giờ của ngƣời lao động. Mô hình hồi quy hàm thu nhập Mincer

cho cả nam và nữ cho kết quả hồi quy và dấu các hệ số hồi quy phù hợp với kì vọng.

Cụ thể, đối với cả lao động nam và lao động nữ, số năm đi học có tác động dƣơng (+)

đối với thu nhập. Ngƣợc lại, hệ số hồi quy của số năm kinh nghiệm bình phƣơng

mang dấu âm (-) cho thấy mức độ suy giảm của thu nhập biên theo số năm làm việc.

Mô hình hồi quy cũng cho thấy, khi các điều kiện khác không đổi, thu nhập và trình

độ giáo dục của ngƣời lao động có mối quan hệ đồng biến, trình độ càng cao càng có

cơ hội tăng thêm thu nhập. Theo kết quả của mô hình, một ngƣời có trình độ trên đại

học có thể tăng thêm thu nhập là 40,9% so với ngƣời có trình độ trung học phổ thông,

trong khi đó ngƣời có trình độ dƣới phổ thông lại có mức thu nhập thấp hơn lao động

có trình độ phổ thông 22%. Lao động có trình độ đại học, cao đẳng mang lại mức thu

nhập tăng thêm 37,4% so với lao động có trình độ phổ thông.

Việc có bằng dạy nghề mang lại 9,8% thu nhập cao hơn so với không có bằng

dạy nghề. Lao động có trình độ chuyên môn kỹ thuật cao có mức thu nhập tăng

thêm 21,5% trong khi đó lao động có trình độ chuyên môn kỹ thuật thấp chỉ mang

lại mức thu nhập tăng thêm 3,8% so với lao động giản đơn, tuy nhiên biến này

không có ý nghĩa về mặt thống kê ở mức 5%. Tƣơng tự, sinh sống tạikhu vực thành

thị hay các thành phố lớn mang lại cho ngƣời lao động mức thu nhập tăng thêm

khoảng 21% đến 24,6%.

Loại tổ chức hay khu vực kinh tế đang làm việc cũng có tác động đến thu nhập

của ngƣời lao động. Làm việc trong khu vực nhà nƣớc mang lại thêm mức thu nhập

24,1% so với khu vực kinh tế tƣ nhân hay kinh tế tập thể, làm cho hộ khác. Điều

này cho thấy khu vực kinh tế nhà nƣớc thƣờng có các chế độ về khoản lƣơng,

thƣởng đầy đủ hơn so với các khu vực còn lại. Khu vực có vốn đầu tƣ nƣớc ngoài

có mức tăng cao nhất trong các khu vực còn lại. Cụ thể, lao động làm việc trong khu

vực này có mức thu nhập tăng thêm 33% so với các khu vực kinh tế khác.



48



Lao động làm việc trong lĩnh vực nông nghiệp có khoảnthu nhập thấp hơn lao

động trong các lĩnh vực khác. Kết quả hồi quy cho thấy nếu lao động làm việc trong

lĩnh vực nông nghiệp thì thu nhập giảm đi 41,1% so với lĩnh vực phi nông nghiệp.

Điều này cũng dễ thấy khi lao động trong sản xuất nông nghiệp thƣờng tạo ra giá trị

thấp hơn so với công nghiệp và dịch vụ, vì vậy lƣơng của lao động trong lĩnh vực

này thƣờng không cao.

Tình trạng hôn nhân cho thấy những ngƣời đang có gia đình thƣờng có mức

thu nhập thấp hơn những ngƣời đang độc thân khoảng 1,3%. Tuy nhiên biến này

không có ý nghĩa về mặt thống kê.

Thực hiện hồi quy cho từng giới tính nam và nữ đƣợc thống kê trong bảng sau

đều cho thấy, giáo dục nói chung có tác động rất lớn đến thu nhập của ngƣời lao

động. Ở cả nam và nữ số năm đi học không hoàn toàn tạo ra mức tăng thu nhập cao

(2,3% đối với nam và 3,6% đối với nữ) tuy nhiên tác động của giáo dục đến thu

nhập thể hiện rõ nét ở kết quả hồi quy cho từng bậc giáo dục của ngƣời lao động.

Cụ thể: trình độ dƣới trung học phổ thông là trở ngại cho ngƣời lao động. Ở

trình độ này, lao động nam chỉ nhận đƣợc thêm 1,3% thu nhập trong khi đó lao

động nữ tăng thêm 36,3%. Điều này đƣợc giải thích vì thƣờng các doanh nghiệp

hay tuyển dụng lao động nữ phổ thông vào những ngành nghề nhƣ may mặc, chế

biến…vì những ngành nghề này đòi hỏi sự nhẹ nhàng, khéo léo của phụ nữ. Tuy

nhiên biến này thực sự không có ý nghĩa về mặt thống kê đối với nam giới. Tƣơng

tự nhƣ vậy biến trình độ đại học, cao đẳng và trình độ trên đại học của nam giới

cũng không có ý nghĩa về mặt thống kê trong khi đó, biến này tạo thêm thu nhập

cho nữ giới khoảng 48,6% nếu có trình độ cao đẳng, đại học và 61,1% nếu có trình

độ trên đại học vào

Kết quả hồi quy còn khẳng định hơn nữa vai trò của giáo dục bậc cao đối với

thu nhập của ngƣời lao động. Trình độ càng cao, ngƣời lao động càng có khả năng

kiếm đƣợc mức thu nhập cao. Năm 2010, một lao động nữ có trình độ cao đẳng, đại

học sẽ kiếm thêm 48,6% và 61,1% nếu nhƣ lao động nữ đó có trình độ trên đại học.

Đối với lao động nam thì mức tăng thêm này ít hơn, khoảng 19,4% đến 19,8%. Tuy

nhiên biến động này không có ý nghĩa về mặt thống kê đối với nam.



49



Kinh nghiệm làm việc nhìn chung mang lại thu nhập tăng thêm cho ngƣời lao

động, tuy nhiên mức ảnh hƣởng này không cao. Đối với lao động nữ, biến số năm

kinh nghiệm làm tăng thêm 1,7% thu nhập, trong khi đó mức này đối với nam cao

hơn 2,3% thu nhập. Kết quả hồi quy phù hợp với kì vọng.

Có bằng dạy nghề cũng mang lại cơ hội gia tăng thu nhập cho ngƣời lao động.

Lao động nữ nếu có bằng dạy nghề sẽ mang lại cơ hội gia tăng thêm thu nhập

11,7% trong khi đó mức này đối với nam cao gấp 6 lần (71%). Tuy nhiên mức tăng

này lại không có ý nghĩa về mặt thống kê đối với nam.

Đối với yếu tố thành thị, nông thôn kết quả hồi quy cho thấy có sự khác biệt rõ

rệt về mức ảnh hƣởng này đối với thu nhập của 2 giới. Thu nhập nam nếu ở thành

thị sẽ có mức gia tăng thu nhập thêm 20,2% so với lao động nam giới ở nông thôn.

Tƣơng tự đối với nữ giới ở thành thị cũng tăng thêm 22% thu nhập so với nữ giới ở

nông thôn, cao hơn mức tăng của nam khoảng 2%. Lao động ở các thành phố lớn

nhƣ Hà Nội, Tp. Hồ Chí Minh có mức lƣơng năm 2010 cao hơn mức lƣơng của

ngƣời lao động các tỉnh thành khác là 23,3% đối với nam và 24,5% đối với nữ.

Kết quả hồi quy đối với yếu tố lĩnh vực nông nghiệp hay phi nông nghiệp cho

ta các kết quả khác nhau ở cả hai giới. Lao động nữ nếu làm việc trong lĩnh vực

nông nghiệp sẽ có mức thu nhập thấp hơn 36,4% so với các lĩnh vực khác trong khi

mức này đối với nam giới là 45%.

Về trình độ chuyên môn kỹ thuật, vai trò của trình độ lao động kỹ thuật bậc

cao đối với thu nhập là nhất quán. Năm 2010 một lao động nam có trình độ chuyên

môn kỹ thuật bậc trung, cao sẽ có mức gia tăng thu nhập là 28,7% trong khi đó mức

tăng thu nhập này đối với nữ thấp hơn đáng kể, xấp xỉ hơn



so với nam giới



(15,7%). Điều này cho thấy vẫn có sự phân biệt đối xử trong các ngành nghề kỹ

thuật bậc cao. Đối với lao động có trình độ kỹ năng thấp, mức tăng thêm trong thu

nhập này chỉ khoảng14,4% đối với nam, biến này không có ý nghĩa về mặt thống kê

đối với nữ.



50



Phân tích cho yếu tố khu vực kinh tế, lao động làm việc trong khu vực kinh tế

nhà nƣớc thƣờng có mức thu nhập tăng thêm cao hơn so với lao động làm việc

trong các khu vực khác. Kết quả hồi quy cho lao động nam, nữ đều phản ảnh mức

tăng này ở nữ là 20%, trong khi đó nam giới 28,4%. Lao động làm việc trong khu

vực có vốn đầu tƣ nƣớc ngoài có cơ hội tăng thêm thu nhập cao đáng kể so với làm

việc trong khu vực kinh tế tƣ nhân hay kinh tế tập thể. Mức tăng này lần lƣợt là

40,2% đối với nam và 34,9% đối với nữ.

Về tình trạng hôn nhân, hồi quy cho riêng từng giới đều phản ánh có gia đình

tác động đến thu nhập. Cụ thể lao động nữ đang có gia đình mức tăng thu nhập sẽ

tăng thêm 10,1% trong khi đó, tác động này đối với nam giới làm giảm thu nhập đi

khoảng 14,6%. Tuy nhiên biến này khi hồi quy cho cả nam và nữ thì không có ý

nghĩa về mặt thống kê.

Bảng 3.4 Kết quả hồi quy hàm Mincer đối với lao động nam

Biến phụ thuộc thu nhập bình quân theo giờ của lao động nam (lhincome)

Biến độc lập

Hệ số hồi quy

P>t

t- static

Số năm đi học

0,023

0,000

5,430

Số năm kinh nghiệm

0,021

0,000

4,650

Số năm kinh nghiệm bình phƣơng

-0,0002

0,007

-2,680

Trình độ trên đại học

0,198

0,210

1,250

Trình độ đại học, cao đẳng

0,194

0,076

1,770

Trình độ dƣới trung học phổ phông

0,013

0,864

0,170

Bằng dạy nghề

0,071

0,075

1,780

Thành thị

0,202

0,000

6,810

Nông nghiệp

-0,450

0,000 -15,450

Khu vực kinh tế nhà nƣớc

0,284

0,000

7,330

Khu vực kinh tế có vốn đầu tƣ nƣớc

ngoài

0,402

0,000

6,000

Lao động có CMKT bậc trung, cao

0,287

0,000

4,650

Lao động có CMKT bậc thấp

0,144

0,000

4,830

Có gia đình

-0,146

0,000

-3,990

Thành phố lớn (Hà Nội/ Tp.HCM)

0,233

0,000

5,860

Tung độ gốc

1,737

0,000 21,150

Số quan sát

5493

R2 hiệu chỉnh

0,1945

Prob (F-statistic)

0.0000

Nguồn: Tính toán của tác giả từsố liệu VHLSS 2010



51



Bảng 3.5 Kết quả hồi quy hàm Mincer đối với lao động nữ

Biến phụ thuộc thu nhập bình quân theo giờ của lao động nữ (lhincome)

Biến độc lập

Hệ số hồi quy

P>t

t- static

Số năm đi học

0,036

0,000

7,300

Số năm kinh nghiệm

0,017

0,001

3,260

Số năm kinh nghiệm bình phƣơng

-0,0002

0,069

-1,820

Trình độ trên đại học

0,611

0,000

3,880

Trình độ đại học, cao đẳng

0,486

0,000

4,170

Trình độ dƣới trung học phổ phông

0,363

0,000

5,260

Bằng dạy nghề

0,117

0,049

1,970

Thành thị

0,220

0,000

6,190

Nông nghiệp

-0,364

0,000

-9,700

Khu vực kinh tế nhà nƣớc

0,200

0,000

4,190

Khu vực kinh tế có vốn đầu tƣ nƣớc

ngoài

0,349

0,000

5,820

Lao động có CMKT bậc trung, cao

0,157

0,035

2,110

Lao động có CMKT bậc thấp

-0,077

0,051

-1,950

Có gia đình

0,101

0,009

2,620

Thành phố lớn (Hà Nội/ Tp.HCM)

0,245

0,000

5,270

Tung độ gốc

1,251

0,000 14,650

Số quan sát

4577

2

R hiệu chỉnh

0,1666

Prob (F-statistic)

0.0000

Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu VHLSS 2010



3.3 Kết quả phân tách tiền lƣơng

Trong phần này, kết quả hồi quy hàm thu nhập Mincer ở mục 3.2 sẽ đƣợc sử

dụng vào phƣơng trình Oaxaca để tính khoảng cách và phân tích mức độ phân biệt

tiền lƣơng của nam và nữ. Cụ thể các kết quả đƣợc trình bày ở bảng 3.6 tác giả sử

dụng kết quả hồi quy ở mục 3.2 vào phƣơng trình 3.1 đến 3.4 để tính toán. Kết quả

tóm tắt đƣợc trình bày ở bảng dƣới đây:



52



Bảng 3.6 Kết quả phân tích Oaxaca

Đơn vị tính: Nghìn đồng/giờ

Log thu nhập bình quân theo giờ của nam

Log thu nhập bình quân theo giờ của nữ

Khoảng cách thu nhập giữa nam và nữ

T lệ thu nhập của nữ/thu nhập của nam

Khác biệt do phân biệt đối xử (không thể giải thích

đƣợc)

Khác biệt do kỹ năng (có thể giải thích đƣợc)



2.073

2.046

0.028

98,7%

0,039

-0,011



Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu VHLSS 2010

Kết quả phân tích cho thấy năm 2010 thu nhập của lao động nữ bằng 98,7%

(Tính logarithm thu nhập theo giờ) thu nhập của lao động nam, khoảng cách thu

nhập giữa nam và nữ là 0.028 (ngàn đồng/giờ). Với mức lƣơng của nam đƣợc xem

là cấu trúc lƣơng không có bất bình đẳng, thì phần chênh lệch lƣơng do yếu tố giải

thích đƣợc mang giá trị âm (-0,011) điều này chứng tỏ lao động nữ Việt Nam trong

năm 2010 có các đặc tính năng suất tốt hơn so với lao động nam. Phần chênh lệch

lƣơng do các yếu tố không giải thích đƣợc mang giá trị dƣơng (0,039) chứng tỏ có

sự phân biệt đối xử hay bất bình đẳng giới trong thu nhập. Nhƣ vậy, nếu không có

sự phân biệt đối xử thì với các đặc tính năng suất tốt hơn, lao động nữ trong năm

2010 sẽ có thu nhập cao hơn nam giới.

Trong ảnh hƣởng của các yếu tố quan sát đƣợc, các yếu tố khác biệt về trình

độ đào tạo đại học và trên đại học, làm việc trong lĩnh vực nông nghiệp và khu vực

kinh tế có vốn đầu tƣ nƣớc ngoài, trình độ chuyên môn kỹ thuật cao là những yếu tố

tác động làm tăng khoảng cách thu nhập. Tuy khoảng cách trong thu nhập giữa nam

và nữ trong năm 2010 cải thiện đáng kể, nhƣng cùng với những phân tích định tính

ở chƣơng 2 và kết quả hồi quy hàm thu nhập chƣơng 3, cho thấy cần phải tạo cơ hội

cho phụ nữ nhiều hơn nữa trong việc tiếp cận cơ hội học tập và tiếp thu kỹ năng

cao, đáp ứng đƣợc các yêu cầu công việc và có cơ hội san bằng khoảng cách thu

nhập với nam giới.



Tài liệu bạn tìm kiếm đã sẵn sàng tải về

CHƢƠNG 3KIỂM CHỨNG ĐỊNH LƢ NG VỀ MỨC ĐỘ BẤT BÌNH ĐẲNG GIỚI TRONG THU NHẬP TẠI VIỆT NAM NĂM 2010

Tải bản đầy đủ ngay(98 tr)

×