CÔNG TRÌNH DỰ THI
GIẢI THƯỞNG “ SINH VIÊN NGHIÊN CỨU KHOA HỌC”
NĂM 2010

Tên công trình:
TÁC ĐỘNG CỦA TRÌNH ĐỘ HỌC VẤN, TIỀM LỰC TÀI CHÍNH
VÀ GIA CẢNH CÁ NHÂN ĐẾN QUYẾT ĐỊNH LỰA CHỌN
NGHỀ NGHIỆP: LÀM CHỦ HAY LÀM THUÊ

Thuộc nhóm ngành: Khoa học xã hội

HÀ NỘI, 2010


2

MỤC LỤC
Trang


3

DANH MỤC BẢNG
Trang


4

CHƯƠNG 1. GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI
1.1.



Dewit (1993), và Lee (1999)). Một số nhân tố như là nhóm dân tộc, tôn giáo,
nhóm nhân tố nhập cư, cá nhân là người nhập cư hay người địa phương cũng
đóng vai trò quan trọng trong việc chọn lựa nghề nghiệp (Borjas và Bronars,
1989). Ngoài ra, không chỉ những nhân tố về vốn con người, biến vốn tài
chính cũng là những nhân tố được phân tích trong nhiều lý thuyết việc làm,
bao gồm Kidd (1993), Bernhardt (1994), Blanchower và Oswald (1998) và
Constant và Zimmermann (2006).
Đề tài này không chỉ nghiên cứu trong lý thuyết, mà còn nghiên cứu thực
nghiệm, đã có rất nhiều nghiên cứu về lĩnh vực này. Tuy nhiên, hầu hết các
công việc là những vấn đề tự làm chủ công việc của dân cư trong các quốc gia
phát triển như Rees and Shah (1986), Borjas and Bronars (1989), Evans and
Leighton (1989), Constant and Zimmermann (2006). Trong khi đó, lĩnh vực
này vẫn còn đang được nghiên cứu ở các quốc đang phát triển nói chung và
đặc biệt là ở Việt Nam.
Hiện thiếu hụt nghiêm trọng các nghiên cứu về những nhân tố đằng sau
sự lựa chọn kinh doanh ở Việt Nam. Nghiên cứu của Vijverberg và Haughton
(2002) là một trong những nghiên cứu hiếm hoi về chủ đề này, nhưng các tác
giả tập trung vào sự tồn tại và tăng trưởng của những doanh nghiệp hộ gia
đình, còn những nhà lãnh đạo doanh nghiệp hoặc các doanh nhân không phải
là trung tâm trong những nghiên cứu của họ. Do đó, các yếu tố quan trọng
đằng sau sự quyết định tự kinh doanh hay là làm công ăn lương chỉ được thảo
luận vắn tắt trong những nghiên cứu này. Sự thiếu sót trong những nghiên cứu
thực nghiệm này ở Việt Nam đã dẫn đến sự thiếu kiến thức về sự chọn lựa của
các cá nhân để trở thành doanh nhân và do đó chính sách hướng tới doanh
nhân ở Việt Nam đã bỏ lỡ một khía cạnh quan trọng cho sự phát triển của
doanh nghiệp tư nhân. Có kiến thức tốt về những yếu tố quyết định tới sự lựa
chọn của các cá nhân này, các nhà chức trách có thể cung cấp thông tin phù




1.3 Phương pháp nghiên cứu, phạm vi nghiên cứu và số liệu
1.3.1 Phương pháp luận
Xem xét hành vi sự lựa chọn giải thích cho việc quyết định việc làm trong
thị trường lao động tại Việt Nam để trở thành một doanh nhân. Và để đánh
giá những yếu tố tác động đến xác suất quyết định lựa chọn tự làm chủ (làm
thuê cho chính mình) hoặc làm thuê (làm công ăn lương) thì mô hình logit
như của Hout M. và Rosen H. (2000) được sử dụng.
Hàm Logit sau được sử dụng :

P
Ln( i ) = Z i = β1 + β 2C2i + β 3 E3i + β 4 F4i + β 5 H i
1 − pi
i

Trong đó, biến phụ thuộc: SE (SE = 1, nếu cá nhân quyết định tự làm chủ;
SE = 0, nếu cá nhân quyết định làm công ăn lương). Nhóm các biến điều
chỉnh trong mô hình (C); nhóm các biến đại diện cho trình độ học vấn (E);
nhóm các biến đại diện cho tiềm lực tài chính (F); và nhóm biến đại diện cho
gia cảnh cá nhân (H).
1.3.2 Phạm vi nghiên cứu.
Để có được kết quả ước lượng thuyêt phục nhất, chúng tôi sẽ cố gắng để
thiết lập các mẫu là thuần nhất có thể. Vì vậy, chúng tôi tập trung vào hành vi
tiền lương nhân viên toàn thời gian hoặc doanh nhân trong tất cả các khu vực
đô thị, và do vậy loại trừ thu nhập từ tiền lương bán thời gian, cá nhân trong
những khu vực nông thôn hoặc hoạt động trong nông nghiệp. Trên cơ sở mẫu


8


Chương 1: Chương này sẽ cung cấp những lý do cho việc nghiên cứu.
chương này cũng đề cập đến mục tiêu, phạm vi của bài nghiên cứu và mô tả
ngắn gọn phương pháp luận và dữ liệu cho nghiên cứu. Một vài giả thuyết
cũng sẽ được đề cập đến.
Chương 2: Chương này sẽ cung cấp hình ảnh về thị trường lao động Việt
Nam, cả trong lĩnh vực tiền lương nhân viên và trong khu vực tự kinh doanh
và khu vực doanh nghiệp. Chương này cũng sẽ cung cấp bối cảnh chung cho
các nghiên cứu.
Chương 3: Lý thuyết và nhận xét phân tích thực nghiệm sẽ được đề cập
đến trong chương này. Việc xem xét sẽ kiểm tra những thiếu sót trong lý
thuyết và phân tích thực nghiệm sẽ được bổ xung trong nghiên cứu này.
Ngoài ra, chương cũng khuyến cáo một số kỹ thuật, phương pháp luận và các
biến ứng dụng trong nghiên cứu này.
Chương 4: Chương này được dành cho mô tả cẩn thận phương pháp luận,
dữ liệu, biến đo lường cụ thể cho việc phân tích và kết quả ước lượng.
Chương 5: Chương này trình bày tóm tắt các kết quả ước lượng và khuyến
nghị chính sách. Cuối cùng, các hạn chế của đề tài sẽ được nêu ra và phân tích
kỹ lưỡng, đi kèm với hướng nghiên cứu đề xuất trong tương lai.


10

CHƯƠNG 2
CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC

Sự thiếu hụt nghiên cứu về đề tài này ở Việt Nam cũng là nguyên nhân
khiến các tác giả thực hiện bài nghiên cứu. Đa phần các nghiên cứu mới được
thực hiện ở các nước phát triển, như của Rees và Shah (1986), Blanchflower
và Oswald (1990) hay Le (1999) về Liên hiệp Anh; Evans và Jovanovic
(1989) nghiên cứu về Mỹ; Evans (1989) và sau đó là Kidd (1993) ở Australia;

doanh đã được kiểm định trong thực tế. Phương pháp được sử dụng nhiều
nhất là hồi quy mô hình probit dạng cấu trúc và rút gọn (như của Ree và Shah,
1986 hay Bernhardt,1994) để tính toán xác suất quyết định tự làm chủ của cá
nhân. Cách làm này dựa trên giả định cá nhân sẽ tối đa hóa lợi ích của mình
qua việc lựa chọn công việc có thu nhập kỳ vọng cao hơn trong tương quan
với chi phí cơ hội, đồng thời cũng chịu ảnh hưởng bởi nhiều nhân tố khác như
trình độ giáo dục, sự tiếp cận nguồn vốn, điều kiện kinh tế, hoàn cảnh gia
đình, thái độ đối với rủi ro, kinh nghiệm trên thị trường lao động, ...
Cá nhân (i) sẽ lựa chọn tự kinh doanh nếu mô hình probit cấu trúc sau
được thỏa mãn:
Prob (Uei − Uwi > 0) = Prob (M> 0) = Prob [α 1 + α2(lnYei − lnYwi) + α3lnCi
+ εi > 0]
với lnYei = Ziγe + εei, lnYwi = Ziγw + εwi (Zi là vec-tơ các biến mang thông tin
cá nhân).
Viết lại thì được công thức probit dạng rút gọn:
Prob (M > 0) = Prob (Xiβ + ε0i > 0).
Le (1999) hay Destrés và Henrad (2004) đều thấy rằng các giá trị ước
lượng của mô hình cấu trúc và mô hình rút gọn là tương đương nhau, vì vậy
mô hình rút gọn cho ước lượng đáng tin cậy. Tuy nhiên, cách làm trên vướng


12

phải thực tế hiển nhiên rằng các mức thu nhập kỳ vọng không thể quan sát
được mà chỉ có số liệu về thu nhập trong trạng thái việc làm hiện tại. Parker
(2003), Constant và Zimmerman (2006) đề nghị dùng mô hình hai thời kỳ
của Heckman (1979) để ước lượng các mức thu nhập kỳ vọng này:
E(lnYei|Zi, M> 0) = λeZi + πeδei +εei
E(lnYwi|Zi,M< 0) = λwZi + πwδwi +εwi
Destrés và Henrad (2004) trên cơ sở đó đã gợi ý sử dụng công thức của

nhân khởi nghiệp nhưng cũng trở thành rào cản cá nhân tự đứng ra kinh
doanh.
Evans và Jovanovic (1989) khi nghiên cứu mẫu gồm 1839 nam giới da
trắng ở Mỹ đã nhận thấy có mối tương quan dương giữa xác suất tự làm chủ
với số tài sản sở hữu khi và chỉ khi có sự hạn chế về vốn: người có nhiều tài
sản hơn có thể khởi nghiệp với mức vốn ban đầu hiệu quả hơn và đạt thu
nhập cao hơn, còn người nghèo hơn phải dành nhiều hơn trong phần tài sản đã
có cho công việc kinh doanh của mình. Tuy nhiên mối tương quan này giảm
dần theo thời gian, khi các doanh nghiệp lớn mạnh hơn. Một điều đáng chú ý
khác là các doanh nghiệp nhỏ hơn, đối mặt với ràng buộc thanh khoản chặt
hơn thì lại có xu hướng phát triển ở tốc độ nhanh hơn, trong điều kiện các yếu
tố khác không đổi. Các tác giả cũng nhận thấy rằng việc chỉ lựa chọn một nửa
trong tổng số quan sát để hồi quy, đi kèm với mô hình tĩnh giản đơn về ràng
buộc thanh khoản là 2 hạn chế trong bài nghiên cứu này và đề xuất thực hiện
mô hình có thêm nhiều biến mang đặc điểm cá nhân hơn để kiểm soát các yếu
tố này.
Bernhardt (1994) sử dụng mô hình probit rút gọn và cấu trúc như Rees và
Shah(1986) hay Borjas và Bronars (1989) khi nghiên cứu mẫu của Canada
cũng cho các kết luận đáng lưu ý. Tác giả sử dụng 3 biến giải thích để phản


14

ánh khả năng tài chính của một cá nhân: biến giả phản ánh thu nhập của vợ
(=1 nếu vợ có việc làm), biến giả phản ánh sở hữu tài sản cố định (=1 nếu
đang sở hữu ngôi nhà đang ở) và biến thu nhập từ đầu tư. Việc sở hữu tài sản
có giá trị như ngôi nhà và vợ có việc làm hưởng lương một mặt giảm thiểu rủi
ro do sự dao động trong thu nhập từ việc kinh doanh, mặt khác cải thiện khả
năng huy động vốn. Holtz-Eakin, Joulfaian và Rosen (1994) ví von thu nhập
của người vợ có vai trò như “tấm lưới an toàn” cho công việc có tính rủi ro

của vợ/chồng là những khía cạnh chính được xem xét đối với nhân tố này.
Rees và Shah (1986) sử dụng số liệu từ General Household Survey 1978 với
11794 hộ gia đình và 4762 chủ hộ, áp dụng mô hình probit để xác định chênh
lệch thu nhập kỳ vọng giữa làm thuê và làm chủ với giả định cá nhân sẽ lựa
chọn công việc đem lại thu nhập cao hơn. Rhe và Sha cho rằng một người đã
có gia đình sẵn sàng chấp nhận rủi ro hơn so với người chưa có gia đình.
Đồng thời sự ủng hộ của gia đình có thể làm giảm đi những đòi hỏi khó khăn
của lựa chọn là doanh nhân hơn là chưa có gia đình.
Không nhằm mục đích làm rõ sự khác biệt giữa hai lựa chọn (doanh nhân
hay làm thuê), Christopher Dawson, Andrew Henley và Paul Latreille (2009)
tìm hiểu mối quan hệ của lựa chọn doanh nhân với các động cơ dẫn tới lựa
chọn đó, đồng thời xem xét tác động của yếu tố nền, nhân khẩu học của một
cá nhân tới quyết định tự làm chủ. Bộ số liệu sử dụng được lấy từ United
Kingdom Quarterly Labour Force Survey từ 1999 đến 2001, thực hiện với gần
59000 hộ và 138000 cá nhân trong mỗi lần. Quy mô số liệu lớn cung cấp cho
các tác giả mẫu quan sát lớn, và thuận lợi cho việc phân tích các nhóm quan
sát đặc biệt. Với kết quả điều tra từ các bảng hỏi chi tiết, các tác giả sử dụng
mô hình ước lượng của Satori (2003) để thực hiện các kiểm định. Kết quả cho
thấy, việc có trẻ phụ thuộc làm tăng xác suất lựa chọn doanh nhân. Cách giải
thích chính xác cho mối quan hệ này thật sự không rõ ràng, nhưng có thể hiểu
lựa chọn tự làm chủ trong trường hợp này nhằm hướng đến một thời gian làm


16

việc linh hoạt hơn. Không có thống kê có ý nghĩa nào chỉ ra mối quan hệ
giữa tình trạng hôn nhân và lựa chọn làm doanh nhân, nhưng các hệ số là
đáng tin cậy: tiêu cực đối với người có gia đình và tích cực đối với người đã
từng kết hôn (kể cả đã ở góa hay đã ly dị) và những người chưa kết hôn. Kết
quả này trái ngược hẳn với Rees và Shah (1986) như nói ở trên.

(2008). Bài nghiên cứu nhấn mạnh vai trò của giáo dục ảnh hưởng tới thu
nhập cá nhân quết định tự làm chủ. Tác giả xây dựng hàm hiệu suất giáo dục
gồm các biến kết quả học tập cuối kỳ và thời gian mà sinh viên hoàn thành sự
nghiệp học tập. Cũng như các bài nghiên cứu trước tác giả tiến hành hồi quy
hàm thu nhập đối với người làm thuê toàn thời gian và người làm chủ bằng
việc kiểm soát lựa chọn của cá nhân. Các tác giả ước tính mô hình lựa chọn
mẫu bằng phương pháp 2 bước của Heckman (1979) tiến hành kiểm tra lại kết
quả ước lượng bằng mô hình probit với biến nhị phân - nếu cá nhân có mức
lương cao trong 2 trạng thái nghề nghiệp. Cuối cùng kết quả được chỉ ra giáo
dục có tác động không đáng kể vào khu vực làm chủ nhưng có tác động đáng
kể vào khu vực làm thuê.
b. Giáo dục có tác động đáng kể đến quyết định tự làm chủ doanh nghiệp
Nghiên cứu của Alba-Ramirez và San Segundo (1995) cung cấp kết quả
ước lượng mô hình với số liệu ở Tây Ban Nha. Giáo dục được xét là số năm
giáo dục và bằng cấp giáo dục cao nhất đạt được. Kết quả cho thấy tác động
của giáo dục đại học là đáng kể và cao hơn đối với cá nhân quyết định tự làm
chủ doanh nghiệp. Cho kết quả khác biệt hơn, nghiên cứu của Garcia-Mainar
và Montuenga-Gosmez (2005) hỗ trợ tiếp kết quả nghiên cứu về Tây Ban
Nha. Ảnh hưởng trở lại cấp giáo dục cao hơn là thấp hơn đối với cá nhân
quyết định tự kinh doanh.
Rees & Shah (1986) sử dụng bộ số liệu General Household Survey 1978
của Anh với khoảng 11,794 hộ gia đình. Với mục đích xem xét sự tác động
qua lại giữa tình trạng việc làm và thu nhập, mẫu quan sát chỉ bao gồm những
người làm việc đủ thời gian (trên 30 tiếng/tuần), hồi quy probit với biến nhị


18

phân đại diện cho quyết định lựa chọn nghề nghiệp cá nhân, chỉ ra sự khác
nhau giữa hai quyết định bằng chênh lệch trong thu nhập đối với mỗi lựa

nghiệp. Kết quả nghiên cứu của họ cũng chỉ ra rằng mô hình logit, probit
chuẩn đánh giá không đúng mức tác động mạnh mẽ của giáo dục đến quyết
định lựa chọn kinh doanh và có thể đưa đến kết quả sai lệch.
c. Giáo dục có tác động tiêu cực tới quyết định lựa chọn làm chủ:
Tamvada, Jagannadha Pawan, Max Planck (2010) tập trung vào lĩnh vực
phi nông nghiêp, trình độ giáo dục cao làm giảm quyết định lựa chọn trở
thành người làm chủ qua thời gian và tác động ngược lại trong lĩnh vực nông
nghiệp. Tác giả đã tiến hành ước lượng mô hình với 2 khu vực nông nghiệp
và phi nông nghiệp trong 2 năm 2000 và 2004. Tương tự như các nghiên cứu
trước biến phụ thuộc là biến nhị phân, các biến tham số là giới, tình trạng hôn
nhân, giáo dục, khu thành thị, tài sản, biến cấu trúc.
Trong lĩnh vực phi nông nghiệp biến giáo dục làm giảm xác suất của
người làm chủ trong năm 2004, và nó có tác động đáng kể trong năm 2000
(tương tự, Lucas (1978) và Iyigun và Owen (1999)). Trong lĩnh vực nông
nghiệp, giáo dục làm tăng xác suất trở thành người làm chủ trong cả hai năm.
Kết quả cuối cùng cho thấy, người có giáo dục cao dường như trở thành
người làm chủ trong lĩnh vực phi nông nghiệp năm 2000, nhưng xác suất ít
hơn trong năm 2004.
Tác giả chọn mẫu hẹp hơn là đàn ông đang làm việc trong lĩnh vực phi
nông nghiệp và nông nghiệp. Các biến thể hiện mức giáo dục cao hơn và giáo
dục kỹ thuật tác động không đáng kể. Trong lĩnh vực phi nông nghiệp, giáo
dục phi chính thức giảm khả năng trở thành người làm chủ. Tác động của việc
có bằng kỹ thuật là tiêu cực. Tiếp theo, tác giả tiến hành xây dựng mô hình
với cá nhân làm việc trong lĩnh vực phi nông nghiệp ở nông thôn, và làm phi
nông nghiệp ở thành thị. Kết quả thực nghiêm cho thấy, giáo dục có tác động
tiêu cực đáng kể. Tiến hành nghiên cứu cụ thể hơn với mẫu đàn ông ở thành
thị, cho thấy tác động tiêu cực của giáo dục với việc lựa chọn làm chủ của cá


21


22

kỳ vọng giữa hai trạng thái. Giáo dục cho tác động âm, đối với cấp đại học thì
ảnh hưởng âm còn lớn hơn, có thể là vì giáo dục đại học mang lại lợi ích lớn
hơn cho người làm thuê như de Wit đã chỉ ra (1993).
d. Giáo dục không ảnh hưởng đến quyết định lựa chọn của cá nhân:
Trang, Do và Duchêne (2007) sử dụng bộ số liệu Điều tra mức sống Việt
Nam (VLSS) năm 2004. Mô hình hồi quy 3 bước: bước 1, hồi quy mô hình
probit giảm; bước 2 ước lượng hồi quy thu nhập với 2 trạng thái nghề nghiệp;
bước 3 ước lượng mô hình probit để xem xét chênh lệch lợi ích giữa 2 trạng
thái. Biến giải thích đại diện cho giáo dục là số năm đến trường ở các mức (15, 6-9, 10-12) cấp giáo dục cao hơn là biến giả với mức ít nhất là có 15 năm
giáo dục. Ngoài ra, còn biến giả những người có tham gia khóa đào tạo nghề.
Kết quả được chỉ ra trong nghiên cứu là giáo dục ảnh hưởng tiêu cực tới xu
hướng quyết định tự làm chủ của cá nhân.


23

Bảng 1: Tóm tắt các kết quả nghiên cứu trước.

Tác giả, năm

Rees và Shah
(1986)

Evans và
Jovanovic, 1989

Bernhardt, 1994

nghề
nghiệp của
cá nhân
(MH
probit)

Tác động của
giáo dục: Ảnh
hưởng hình chữ
U ngược

Sử dụng dữ liệu:
National Longitudinal
Survey of Young Men
(NLS). Mẫu gồm 5225
đàn ông, tuổi 14-24,
năm 1966 định kỳ tới
1981.

Mô hình
probit

Tác động của
giáo dục: Ảnh
hưởng tiêu cực

Mẫu được chọn là đàn
ông da trắng trong
Canada.


Tập trung miêu tả
nhóm 15-64 tuổi làm
công ăn lương hay tự
kinh doanh và thu

Tác động tiềm
lực tài chính và
gia cảnh cá
nhân: Có ảnh
hưởng tới quyết
định lựa chọn

Tiềm lực tài
chính như là
một yếu tố
quyết định

Nghiên cứu
các yếu tố
tác động

Tác động tiềm
lực tài chính và
gia cảnh cá
nhân: Việc có
sở hữu nhà có

Kết quả phân tích
thực nghiệm &
Chú ý khác

trạng thái hôn nhân,
và trạng thái nghề
nghiệp


24

nhập theo giờ

Hout M. and
Rosen H.
(2000)

Dữ liệu: General
Social Survey
(University of
Chicago), từ 19731996
Mẫu quan sát: Nam,
25-64 tuổi, làm công
việc ngoài nông nghiệp
trên 15 giờ lđ/tuần

W.P.M.
Vijverberg and
J. Houghton.
2002.

Destré và
Henrard (2004)


định kinh
doanh

Xem xét biến động của
doanh nghiệp gia đình
phi nông nghiệp (nonfarm households
enterprise) ở Việt Nam
qua hai cuộc điều tra
VLSS năm 1993 và
năm 1998.

Mô hình
logit tương
tự của
Vijverberg
(1998)

Mẫu quan sát: đàn
ông, 18-70 tuổi, là chủ
hộ lấy từ Điều tra Hộ
gia đình ở Colombia
(ENH), 06/1996

MH cấu
trúc như
của Rees và
Shah
(1986) hay
của
Bernhardt

nhân có tác
động đáng kể

- Nếu bố mẹ được
giáo dục tốt và là
doanh nhân, con cái
cũng có nhiều khả
năng làm chủ.
- Dân thành thị có
khả năng làm chủ
doanh nghiệp hơn.

Tác động của
giáo dục: Ảnh
hưởng tiêu cực
Tác động tiềm
lực tài chính và
gia cảnh cá
nhân: Tác động

- Ảnh hưởng âm có
thể là vì cấp bậc giáo
dục cao hơn mang
lại lợi ích lớn hơn
cho người làm thuê
- Vì nó không phải
là biến đại diện
(proxy) tốt cho vốn



lực tài chính và
gia cảnh cá
nhân:

Van der Sluis
và cộng sự
(2005, 2007,
2008)

Châu Âu và Mỹ

Phương
pháp phân
tích metaanalysis

Tác động của
giáo dục: Ảnh
hưởng tích cực,
không đáng kể

Xem xét
ảnh hưởng
của giáo
dục tới
quyết định
lựa chọn

Tác động tiềm
lực tài chính và
gia cảnh cá

(GSOEP) năm 2000.
Mẫu: những người
đang đi làm (trừ những
ng đi học hay trong
quân ngũ), từ 20 đến

Mô hình
probit rút
gọn