Kết quả cho thấy tỷ lệ có việc làm bền vững ở khu vực nông thôn thấp hơn so với khu vực thành thị 21,2 điểm %, sự khác biệt này có ý nghĩa thống kê ở độ tin cậy 95%.
Unadjusted | Unadjusted | |||||
Contrast (Chênh lệch) | Std. Err. (sai số chuẩn) | t (thống kê t) | P>t (mức xác suất) | Khoảng tin cậy [95% Conf. Interval] | ||
Thành thị | ||||||
Nông thôn so với thành thị | -0.2120 | 0.0006 | -331.780 | 0.0000 | -0.213 | -0.210 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Kết Quả Ước Lượng Mô Hình Bằng Phương Pháp Gmm, Biến Phụ Thuộc Logarit Của Số Lao Động Trình Độ Thấp -
Kết Quả Ước Lượng Mô Hình Gmm Ở Cấp Doanh Nghiệp -
Mô Hình Phân Tích Tác Động Của Thương Mại Quốc Tế Đến Cơ Hội Có Việc Làm Bền Vững Của Người Lao Động. -
Tỷ Lệ Lao Động Có Trình Độ Đh Làm Việc Thấp Hơn So Với Trình Độ Đào Tạo (%) -
Những Kết Luận, Đề Xuất Mới Rút Ra Từ Nghiên Cứu -
Tác động của thương mại quốc tế đến vấn đề việc làm ở Việt Nam - 23
Xem toàn bộ 204 trang tài liệu này.
Bảng 4.37: Kiểm định sự bằng nhau về tỷ lệ có việc làm bền vững theo thành thị, nông thôn
Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu điều tra lao động việc làm Vùng kinh tế: Kết quả kiểm định Bartlett’s về sự bằng nhau của phương sai giữa
các vùng cho giá trị của Prob>chi2 nhỏ hơn 5%, do vậy bác bỏ giả thuyết cho rằng có sự bằng nhau về tỷ lệ lao động có việc làm bền vững giữa nhóm lao động ở các vùng hay có tồn tại khác biệt về tỷ lệ này theo nhóm lao động ở các vùng.
Bảng 4.38: Bảng phân tích ANOVA theo nhóm lao động ở các vùng
Analysis of Variance
Source
SS
df MS
F Prob > F
------------------------------------------------------------------------
Between groups
Within groups
25680.4301
5 5136.08602 23553.42 0.0000
477111.2862187970 .218061165
------------------------------------------------------------------------
Total 502791.7162187975 .229797743
Bartlett's test for equal variances: chi2(5) = 2.3e+04 Prob>chi2 = 0.000
Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu điều tra lao động việc làm
Giữa các vung có sự khác biệt về tỷ lệ có việc làm bền vững, cụ thể ở độ tin cậy 95%, so với vùng Đồng bằng Sông hồng thì: tỷ lệ việc làm bền vững ở miền núi phía bắc thì thấp hơn 20,1 điểm %,; miền Trung thấp hơn 5,6 điểm %; Tây Nguyên thấp hơn 22,7 điểm %; vùng Đông Nam Bộ cao hơn 10,6 điểm %; đồng bằng sông Cửu long thấp
hơn 7,2 điểm %. Tương tự khi so sánh các vùng với Miền núi phía Bắc và các vùng khác
được thể hiện chi tiết ở bảng kiểm định dưới đây.
Tukey | Tukey | |||||
Contrast (Chênh lệch) | Std. Err. (sai số chuẩn) | t (thống kê t) | P>t (mức xác suất) | Khoảng tin cậy [95% Conf. Interval] | ||
Vùng | ||||||
MN phía bắc so với ĐB sông Hồng | -0.2011 | 0.0010 | -203.1900 | 0.0000 | -0.2039 | -0.1982 |
Miền trung so với ĐB sông Hồng | -0.0565 | 0.0011 | -52.9300 | 0.0000 | -0.0595 | -0.0535 |
Tây Nguyên so với ĐB sông Hồng | -0.2275 | 0.0012 | -182.5000 | 0.0000 | -0.2311 | -0.2239 |
Đông Nam Bộ so với ĐB sông Hồng | 0.1069 | 0.0012 | 91.8400 | 0.0000 | 0.1036 | 0.1102 |
ĐB SCL so với ĐB sông Hồng | -0.0723 | 0.0011 | -65.6300 | 0.0000 | -0.0755 | -0.0692 |
Miền trung so với MN phía bắc | 0.1446 | 0.0010 | 149.2600 | 0.0000 | 0.1418 | 0.1473 |
Tây Nguyên so với MN phía bắc | -0.0264 | 0.0012 | -22.7300 | 0.0000 | -0.0298 | -0.0231 |
Đông Nam Bộ so với MN phía bắc | 0.3080 | 0.0011 | 286.6600 | 0.0000 | 0.3049 | 0.3110 |
ĐB SCL so với MN phía bắc | 0.1287 | 0.0010 | 127.9400 | 0.0000 | 0.1259 | 0.1316 |
Tây Nguyên so với Miền trung | -0.1710 | 0.0012 | -139.0200 | 0.0000 | -0.1745 | -0.1675 |
Đông Nam Bộ so với Miền trung | 0.1634 | 0.0011 | 142.5400 | 0.0000 | 0.1602 | 0.1667 |
ĐB SCL so với Miền trung | -0.0158 | 0.0011 | -14.6000 | 0.0000 | -0.0189 | -0.0127 |
Đông Nam Bộ sovới Tây Nguyên | 0.3344 | 0.0013 | 254.3200 | 0.0000 | 0.3307 | 0.3382 |
ĐB SCL so với Tây Nguyên | 0.1552 | 0.0013 | 123.1700 | 0.0000 | 0.1516 | 0.1588 |
ĐB SCL so với Đông Nam Bộ | -0.1792 | 0.0012 | -152.0700 | 0.0000 | -0.1826 | -0.1759 |
Bảng 4.39: Kiểm định sự bằng nhau về tỷ lệ có việc làm bền vững theo vùng
Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu điều tra lao động việc làm Theo năm: Kết quả kiểm định Bartlett’s về sự bằng nhau của phương sai giữa các
năm cho giá trị của Prob>chi2 nhỏ hơn 5%, do vậy bác bỏ giả thuyết cho rằng có sự bằng nhau về tỷ lệ lao động có việc làm bền vững giữa nhóm lao động ở các năm hay có tồn tại khác biệt về tỷ lệ này theo nhóm lao động ở các năm.
Bảng 4.40: Bảng phân tích ANOVA theo năm
Analysis of Variance
Source
SS
df MS
F Prob > F
------------------------------------------------------------------------
Between groups
Within groups
2566.55435
4 641.638588 2806.51 0.0000
500225.1622187971 .228625133
------------------------------------------------------------------------
Total 502791.7162187975 .229797743
Bartlett's test for equal variances: chi2(4) = 1.9e+03 Prob>chi2 = 0.000
Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu điều tra lao động việc làm
Tỷ lệ việc làm bền vững có xu hướng tăng theo thời gian, cụ thể bảng dưới đây cho thấy tỷ lệ việc làm bền vững của lao động ở năm 2016 thì cao hơn so với các năm còn lại, tỷ lệ này ở năm 2015 cũng cao hơn so với những năm trước đó.
Bảng 4.41: Kiểm định sự bằng nhau về tỷ lệ có việc làm bền vững theo năm
Tukey | Tukey | |||||||
Năm | Contrast (Chênh lệch) | Std. Err. (sai số chuẩn) | t (thống kê t) | P>t (mức xác suất) | Khoảng tin cậy [95% Conf. Interval] | |||
2013 | so với | 2012 | -0.0003 | 0.0010 | -0.300 | 0.9980 | -0.003 | 0.0025 |
2014 | so với | 2012 | -0.0265 | 0.0010 | -25.390 | 0.0000 | -0.029 | -0.023 |
2015 | so với | 2012 | 0.0521 | 0.0010 | 51.360 | 0.0000 | 0.0493 | 0.0549 |
2016 | so với | 2012 | 0.0631 | 0.0010 | 62.100 | 0.0000 | 0.0603 | 0.0658 |
2014 | so với | 2013 | -0.0262 | 0.0010 | -25.090 | 0.0000 | -0.029 | -0.023 |
2015 | so với | 2013 | 0.0524 | 0.0010 | 51.650 | 0.0000 | 0.0496 | 0.0552 |
2016 | so với | 2013 | 0.0634 | 0.0010 | 62.400 | 0.0000 | 0.0606 | 0.0662 |
2015 | so với | 2014 | 0.0786 | 0.0010 | 76.700 | 0.0000 | 0.0758 | 0.0814 |
2016 | so với | 2014 | 0.0896 | 0.0010 | 87.320 | 0.0000 | 0.0868 | 0.0924 |
2016 | so với | 2015 | 0.0110 | 0.0010 | 11.030 | 0.0000 | 0.0083 | 0.0137 |
Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu điều tra lao động việc làm
4.3.2. Thảo luận kết quả
Tác động đến cơ hội có việc làm bền vững của người lao động
Bảng dưới đây cho thấy kết quả ước lượng mô hình logit với biến phụ thuộc paidjob nhận giá trị bằng 1 nếu người lao động có việc làm bền vững, nhận giá trị bằng 0 nếu có việc làm không bền vững và kết quả ước lượng tác động biên tại giá trị trung bình của biến độc lập với số liệu điều tra lao động việc làm đều có ý nghĩa thống kê ở độ tin cậy 95%.
Thương mại quốc tế tác động làm tăng cơ hội có việc làm hưởng lương của người lao động. Kết quả ước lượng cho thấy hệ số ước lượng của biến định hướng xuất khẩu (hệ số của EXP/Y là 0.000335) mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê cho thấy các ngành có chỉ số định hướng xuất khẩu cao có tác động tích cực đến cơ hội việc làm bền vững. Bên cạnh đó, ngành theo hướng thâm nhập nhập khẩu cũng cho kết quả tác động tích cực đến cơ hội việc làm bền vững, hệ số của biến thâm nhập nhập khẩu, M/(M+Y), dương và có ý nghĩa thống kê cho thấy các ngành có chỉ số thâm nhập nhập khẩu cao thì xác suất người lao động có việc làm bền vững cũng tăng. Điều này có thể lý giải việc tăng giá trị xuất khẩu tương đối sẽ kéo theo tăng sản xuất trong nước từ đó sẽ duy trì và tăng việc làm ở các doanh nghiệp, do vậy sẽ tăng tỷ lệ lao động có việc làm ở khu vực doanh nghiệp mà được ký hợp đồng lao động, dược đóng bảo hiểm xã hội với mức thu nhập trên mức thu nhập thấp. Tương tự, do đặc điểm nhập khẩu hàng hoá ở Việt Nam, phần lớn là nhập khẩu nguyên vật liệu đầu vào phục vụ cho sản xuất, việc giá trị nhập khẩu càng tăng đồng nghĩa với việc tăng giá trị sản xuất của các doanh nghiệp, do vậy tăng nhu cầu sử dụng lao động trong nền kinh tế và tăng cơ hội việc làm nói chung và việc làm bền vững nói riêng cho người lao động. Kết quả nghiên cứu này ngược với nghiên cứu của Autor và cộng sự (2013) khi các tác giả chỉ ra rằng nhập khẩu làm tăng tỷ lệ thất nghiệp do các ngành công nghiệp sản xuất trong nước phải cạnh tranh trực tiếp với các ngành nhập khẩu. Tuy nhiên nghiên cứu của Autor và cộng sự được thực hiện ở nước phát triển nơi mà thị trường lao động phát triển, đại bộ phận người lao động đi làm đều có hợp đồng lao động.
Hệ số ước lượng của biến Female (nhận giá trị bằng 1 nếu là nữ, bằng 0 nếu là nam) mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở cả 2 mô hình, cho thấy nhìn chung xác suất lao động nữ có việc làm bền vững thấp hơn so với lao động nam.
Nhóm lao động có kỹ năng thì cơ hội việc làm bền vững cao hơn so với nhóm không có kỹ năng (hệ sô biến skill mang dấu dương ở mô hình đo lường thương mại
quốc tế bằng chỉ số chỉ số định hướng xuất khẩu và thâm nhập nhập khẩu), điều này hoàn toàn phù hợp với các lý thuyết về vốn nhân lực khi cho rằng người lao động có trình độ, có tích lũy về kiến thức sẽ dễ thích nghi với yêu cầu của thị trường hơn, do vậy cơ hội có việc làm tốt hơn so với nhóm lao động không có kỹ năng.
Bên cạnh đó mô hình ước lượng cũng kiểm soát bằng biến: nhóm tuổi, nhìn vào hệ số ước lượng ở cả 2 mô hình cho thấy khả năng có việc làm bền vững tăng ở nhóm tuổi từ 20 đến 29 và khi tuổi của người lao động tăng lên (từ 30 tuổi trở lên) thì xác suất có việc làm bền vững có xu hướng giảm. Kết quả ước lượng cũng cho thấy có có sự khác biệt về cơ hội việc làm bền vững của người lao động ở thành thị và nông thôn, và ở các vùng kinh tế, kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Lurweg (2010).
Bảng 4.42: Ảnh hưởng của thương mại quốc tế đến xác suất có việc làm bền vững
Hệ số ước lượng | Tác động biên | |
EXP/Y | 0.000335*** | 5.64e-05*** |
(8.29e-07) | (1.40e-07) | |
M/(M+Y) | 0.532*** | 0.0896*** |
Nhóm tuổi | (0.000899) | (0.000151) |
Tu 20-24 | 0.204*** | 0.0410*** |
(0.000786) | (0.000158) | |
Tu 25-29 | 0.0827*** | 0.0166*** |
(0.000765) | (0.000153) | |
Tu 30-34 | -0.164*** | -0.0324*** |
(0.000758) | (0.000151) | |
Tu 35-39 | -0.401*** | -0.0783*** |
(0.000760) | (0.000149) | |
Tu 40-44 | -0.620*** | -0.119*** |
(0.000765) | (0.000148) | |
Tu 45-49 | -0.853*** | -0.159*** |
(0.000783) | (0.000148) | |
Tu 50-54 | -1.081*** | -0.196*** |
(0.000815) | (0.000150) |
Hệ số ước lượng | Tác động biên | |
Tu 55-59 | -1.552*** | -0.264*** |
(0.000922) | (0.000154) | |
Tu 60 tro len | -2.342*** | -0.350*** |
Vùng kinh tế | (0.00105) | (0.000147) |
Trung du và miền núi phía Bắc | -1.038*** | -0.169*** |
(0.000559) | (8.67e-05) | |
Bắc Trung Bộ và Duyên Hải miền Trung | -0.309*** | -0.0554*** |
(0.000456) | (8.17e-05) | |
Tây Nguyên | -1.060*** | -0.172*** |
(0.000750) | (0.000110) | |
Đông Nam Bộ | 0.487*** | 0.0926*** |
(0.000487) | (9.28e-05) | |
Đồng bằng sông Cửu Long | -0.154*** | -0.0280*** |
(0.000463) | (8.44e-05) | |
Thành thị | 0.562*** | 0.0947*** |
(0.000343) | (5.68e-05) | |
Female | -0.624*** | -0.105*** |
(0.000480) | (8.00e-05) | |
Skill | 2.252*** | 0.379*** |
(0.000623) | (9.55e-05) | |
EXP/Y*Female | 0.000642*** | 0.000108*** |
(1.15e-06) | (1.93e-07) | |
M/(M+Y)*Female | 0.166*** | 0.0280*** |
(0.000835) | (0.000141) | |
EXP/Y*Skill | -0.000525*** | -8.84e-05*** |
(1.77e-06) | (2.98e-07) | |
M/(M+Y)*Skill | -0.819*** | -0.138*** |
(0.00109) | (0.000183) | |
2013.year | 0.00205*** | 0.000315*** |
Hệ số ước lượng | Tác động biên | |
(0.000474) | (7.30e-05) | |
2014.year | 0.410*** | 0.0663*** |
(0.000671) | (0.000107) | |
2015.year | 0.708*** | 0.118*** |
(0.000724) | (0.000118) | |
2016.year | 0.823*** | 0.138*** |
(0.000730) | (0.000119) | |
Constant | -0.777*** | |
(0.00107) | ||
Observations | 2,187,333 | 2,187,333 |
Standard errors in parentheses
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Nguồn: Tính toán của tác giả từ số liệu điều tra lao động việc làm
Ghi chú: Giá trị trong ngoặc đơn là độ lệch chuẩn; *** là mức ý nghĩa với α=1%, ** là mức ý nghĩa với α=5% và * là mức ý nghĩa với α=10%.
Tác động đến cơ hội có việc làm bền vững của lao động nữ
Như phân tích ở trên cho thấy nhìn chung lao động nam có cơ hội việc làm bền vững cao hơn so với lao động nữ (xem kết quả mô hình), tuy nhiên kết quả ước lượng mô hình cho thấy hệ số biến tương tác giữa biến định hướng xuất khẩu và biến giới tính (EXP/Y*Female) và tương tác giữa biến thâm nhập nhập khẩu và giới tính (M/(M+Y)*Female) đều dương và có ý nghĩa thống kê, cho thấy doanh nghiệp có định hướng xuất khẩu hay thâm nhập nhập khẩu đều tạo ra cơ hội việc làm cho lao động nữ. Như vậy kết quả này hoàn toàn phù hợp với lý thuyết thương mại H-O và lý thuyết thương mại mới và các nghiên cứu của Royalty (1998), Lurweg (2010) khi chỉ ra rằng thương mại quốc tế đem lại cơ hội việc làm cho lao động nữ. Kết quả trên có thể được giải thích do tiền lương của lao động nam (chi phí lao động cho lao động nam) cao hơn so với lao động nữ, để tăng tính cạnh tranh giữa các doanh nghiệp, giữa trong nước và quốc tế, thì các doanh nghiệp sẽ có xu hướng sử dụng lao động nữ với chi phí lao động thấp hơn, bên cạnh đó một số ngành nghề xuất khẩu nhiều của Việt Nam như dệt may, giày da, chế biến thủy hải sản,…đều là những ngành sử dụng nhiều vị trí lao động đòi hỏi sự cần cù, kiên trì mà lao động nữ có thể đảm nhận.
Tác động đến cơ hội có việc làm bền vững của lao động có kỹ năng
Kết quả ước lượng mô hình ở trên có thể xem xét tác động của thương mại quốc tế đến cơ hội việc làm bền vững của nhóm lao động có kỹ năng/không có kỹ năng thông qua các biến tương tác giữa định hướng xuất khẩu và kỹ năng: EXP/Y*Skill và tương tác giữa thâm nhập nhập khẩu và kỹ năng: M/(M+Y)*Skill)
Kết quả cho thấy nhóm lao động qua đào tạo thì có cơ hội việc làm bền vững hơn so với nhóm lao động chưa qua đào tạo (hệ số ước lượng và hệ số tác động biên của biến Skill lần lượt là 2,252 và 0.379, có ý nghĩa thống kê ở độ tin cậy 95%).
Tuy nhiên hệ số ước lượng của các biến tương giữa tác định hướng xuất khẩu và kỹ năng (EXP/Y*Skill) và tương tác giữa thâm nhập nhập khẩu và kỹ năng (M/(M+Y)*Skill) đều mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê. Kết quả này cho thấy các ngành định hướng xuất khẩu hay thâm nhập nhập khẩu đều tăng cơ hội việc làm bền vững cho lao động giản đơn, lao động chưa qua đào tạo. Mặc dù lao động có trình độ, có kỹ năng luôn có lợi thế về cơ hội việc làm bền vững, nhưng kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra rằng người lao động trình độ thấp hay không có bằng cấp chứng chỉ cũng có cơ hội về việc làm bền vững. Điều này cũng phù hợp với nghiên cứu của Lurweg (2010) và Blinder (2009) khi cho rằng tác động không giảm đối với nhân viên có tay nghề cao nhưng thương mại quốc tế cũng có tác động tích cực đối với lao động có tay nghề thấp, điều này được các tác giả bàn luận rằng tính bền vững của công việc không phụ thuộc quá nhiều vào cấp trình độ của người lao động. Người lao động dường như cũng nhận thức được rằng trình độ kỹ năng cao chưa chắc chắn bảo vệ công việc của họ khi dòng thương mại luân chuyển đến các quốc gia có chi phí lao động bình quân thấp hơn. Kết quả nghiên cứu này cũng phù hợp với nghiên cứu của Felbermayr và cộng sự (2011) và Hasan và cộng sự (2012) nghiên cứu cho Ấn Độ và Lukas Mohler và cộng sự (2018) nghiên cứu cho Thuỵ Sĩ.
Như vậy kết quả trên cho thấy thương mại quốc tế cũng đem lại cơ hội việc làm bền vững cho lao động chưa qua đào tạo. Điều này có thể được lý giải là do tham gia thương mại quốc tế, những ngành có thương mại nội ngành tăng thu hút nhiều lao động giản đơn, không cần qua đào tạo để thực hiện các đơn hàng, bên cạnh đó các doanh nghiệp tăng cạnh trạnh thông qua đầu tư công nghệ trong sản xuất kinh doanh dẫn đến nhu cầu lao động có kỹ năng tăng nhưng lao động phổ thông vẫn rất lớn để đáp ứng nhu cầu sản xuất. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Elisa Riihimaki (2005) cho rằng thương mại quốc tế làm tăng nhu cầu lao động cho tất cả các lứa tuổi và cho những người lao động trình độ thấp.