tÁc ĐỘng cỦa biẾn ĐỔi cẤu trÚc dÂn sỐ vÀ giÁo dỤc...

Tác động của biến đổi cấu trúc dân số và ... 60

TÁC ĐỘNG CỦA BIẾN ĐỔI CẤU TRÚC DÂN SỐ VÀ GIÁO DỤC ĐÀO

TẠO ĐẾN CHUYỂN ĐỔI CƠ CẤU NGHỀ NGHIỆP CỦA DÂN SỐ TRẺ

NGUYỄN ĐỨC VINH*

NGUYỄN THỊ THƠM**

1. Giới thiệu

Trải qua gân ba thập kỷ thực hiện công cuộc Đổi Mới, Việt Nam đã đạt được những

thành tựu quan trọng về phát triển kinh tế - xã hội. Mục tiêu phát triển tiếp theo của Việt

Nam là đẩy mạnh quá trình công nghiệp hóa và hiện đại hóa, cơ bản trở thành nước công

nghiệp khi chuyển sang thập kỷ tới. Để đạt được mục tiêu này, điều cấp thiết là cân đẩy

nhanh hơn nữa quá trình chuyển dịch cơ cấu lao động từ nông nghiệp sang công nghiệp

và dịch vụ, phát triển đa dạng các ngành, nghề đáp, ứng nhu câu của thị trường lao động.

Tìm hiểu những yếu tố liên quan đến quá trình chuyển dịch cơ cấu lao động là chủ

đề nghiên cứu khá kinh điển, nhất là trong kinh tế học. Các lý thuyết và công trình nghiên

cứu trước đây thường nhấn mạnh mối liên hệ giữa quá trình phát triển kinh tế tương ứng

với sự chuyển dịch cơ cấu kinh tế (ví dụ: Fisher, 1939; Clark, 1940; Kuznets, 1966;

Chenery và Syrquin, 1975; Timmer và De Vries, 2009). Theo lý thuyết về chuyển dịch cơ

cấu (Chenery và Syrquin, 1975) thì quá trình phát triển kinh tế từ truyền thống sang hiện

đại đồng nghĩa với sự chuyển dịch cơ cấu kinh tế từ một nền kinh tế nông nghiệp lạc hậu

tiến lên một nền kinh tế công nghiệp hóa và và sau đó dân chuyển sang một nền kinh tế

đã phát triển mà trong đó dịch vụ đóng vai trò ngày càng quan trọng. Giữa cơ cấu kinh tế

và cơ cấu nghề nghiệp có một mối quan hệ ràng buộc hữu cơ với nhau không thể tách rời

trong hệ thống phân công lao động xã hội. Nhìn chung, cơ cấu nghề nghiệp được xác lập

và phản ánh bởi nhiều yếu tố, như cấu trúc nền kinh tế, trình độ công nghệ, tay nghề, hệ

thống quản lý hành chính, thị trường lao động. Cơ cấu nghề nghiệp luôn thay đổi cùng

với sự biến đổi xã hội.

Từ góc độ xã hội học và nhân khẩu học, cơ cấu lao động không chỉ thuân túy phản

ánh cơ cấu kinh tế mà còn liên quan đến nhiều yếu tố khác như phân tâng, bất bình đăng

xã hội, cơ cấu dân số. Chăng hạn, phân tích của Shaw-Taylor và Wrigley (2014) cho thấy,

trong cuộc cách mạng công nghiệp ở Anh giai đoạn 1700-1870, tăng trưởng kinh tế

không chỉ được thúc đẩy bởi công nghệ mà còn liên quan khá chăt với sự biến động của

các yếu tố dân số. Nghiên cứu của Friedlander và Moshe (1986) cho thấy ở Anh vào thế

kỹ 19, mô hình di cư khác biệt theo giới ảnh hưởng đến cơ cấu nghề nghiệp và điều đó

phân nào tác động đến mô hình hôn nhân. Theo một nghiên cứu gân đây từ hướng tiếp

* TS, Viện Xã hội học. ** CN, Viện Xã hội học.

Xã hội học số 1 (129), 2015

Bản quyền thuộc Viện Xã hội học www.ios.org.vn

Nguyễn Đức Vinh, Nguyễn Thị Thơm 61

cận tâm lý học thì tỷ số giới tính thấp ảnh hưởng đáng kể đến kế hoạch gia đình và lựa

chọn nghề nghiệp của phụ nữ ở Hoa Kỳ (Durante và cộng sự, 2012). Ở Trung Quốc, nơi

áp dụng chính sách một con, có nghiên cứu cho rằng, gia đình có con trai có xu hướng nỗ

lực trở thành doanh nghiệp hơn và do đó, khu vực có tỷ số giới tính cao thường có mức

tăng trưởng kinh tế cao hơn (Wei và Zhang, 2011).

Ở Việt Nam cho đến nay, đã có khá nhiều nghiên cứu về chuyển đổi cơ cấu lao

động và nghề nghiệp (ví dụ: Đỗ Thiên Kính, 1996; Nguyễn Bá Ngọc, 2009). Các nghiên

cứu này thường tập trung chủ yếu mô tả mức độ chuyển đổi cơ cấu nghề nghiệp, tác động

của nó đến nâng cao mức sống, phân tâng xã hội, và so sánh quá trình này giữa các địa

phương hay các nhóm xã hội. Nhiều nghiên cứu đã kết luận rằng việc tăng cường giáo

dục, đào tạo, nâng cao trình độ tay nghề, cũng như chất lượng nguồn nhân lực nói chung,

là yếu tố cân thiết hiện nay để có thể thúc đẩy chuyển dịch cơ cấu lao động và nghề

nghiệp ở Việt Nam (ví dụ: Lê Xuân Bá, 2009; Nguyễn Bá Ngọc, 2009; Thái Phúc Thành,

2010; Chư Thị Lân, 2010).

Măt khác, các số liệu thống kê cho thấy, cơ cấu dân số Việt Nam đã có những thay

đổi lớn qua quá trình quá độ dân số trong mấy thập kỷ qua se tiếp tục biến đổi đáng kể

trong quá trình già hóa dân số (TCTK, 2011a). Biến đổi cơ cấu tuổi và giới tính của dân

số tất nhiên se dẫn đến thay đổi về cơ cấu của lực lượng lao động và điều này đã được

ước lượng và dự báo (TCTK, 2011b). Các nghiên cứu gân đây đã đưa ra không ít ý kiến

về việc tận dụng “cơ cấu dân số vàng” để đẩy mạnh phát triển kinh tế, cũng như những

cảnh báo về quá trình già hóa dân số. Tuy nhiên, cho đến nay vẫn hâu như chưa có

nghiên cứu nào phân tích mối liên hệ giữa cấu trúc dân số và chuyển đổi cơ cấu nghề

nghiệp ở Việt Nam. Câu hoi đăt ra là những biến đổi cấu trúc dân số và kết quả giáo dục

– đào tạo trong thời gian qua đã góp phân thúc đẩy hay hạn chế quá trình chuyển đổi cơ

cấu nghề nghiệp của dân số trẻ, và xu hướng tác động tiếp theo se như thế nào? Điều

này là khá quan trọng trong việc hoạch địch chiến lược phát triển kinh tế xã hội của

quốc gia và các địa phương trong thời gian tới.

Bài viết này là góp phân giải đáp câu hoi trên qua phân tích một số bộ số liệu điều

tra qua quốc gia gân đây. Giả thiết nghiên cứu được đưa là, bên cạnh quá trình chuyển

dịch cơ cấu kinh tế, những biến đổi xã hội liên quan đến chất lượng và cơ cấu dân số

cũng có những tác động nhất định đến sự dịch chuyển cơ cấu nghề nghiệp của dân số trẻ

ở Việt Nam.

2. Khái niệm, số liệu và phương pháp

Trong nghiên cứu này, dân số trẻ được xác định là những người trong độ tuổi 15-30.

Cơ cấu nghề nghiệp có thể bao gồm rất nhiều nghề. Tuy nhiên, biến số phụ thuộc được

xem xét chỉ là một chỉ báo đơn giản nhưng có le là quan trọng nhất về cơ cấu nghề nghiệp

trong thời kỳ chuyển đổi kinh tế hiện nay, đó là tỷ lệ lao động làm trong phi nông nghiệp

(bao gồm công nghiệp, xây dựng và dịch vụ) trong tổng số lao động đang có việc làm

trong nhóm dân số 15-30 tuổi tại 63 tỉnh/thành phố (gọi tắt là tỷ lệ phi nông). Như vậy,

đơn vị phân tích ở đây là các tỉnh/thành.



Các biến số độc lập phản ánh cấu trúc dân số các tỉnh bao gồm: tỷ lệ dân số thành

thị, tỷ số phụ thuộc già, tỷ số phụ thuộc trẻ, tỷ số giới tính trong dân số 15-30 tuổi (số

nam trên số nữ), tỷ lệ dân số 15-19 tuổi trong nhóm 15-30 tuổi, và tỷ lệ dân số 24-30 tuổi

trong nhóm 15-30 tuổi. Trong đó, tỷ lệ đô thị hóa thường phản ánh khá gân mức độ

chuyển đổi cơ cấu kinh tế của các tỉnh/thành phố. Ngoài các biến số về cấu trúc dân số,

biến số độc lập khác là được đưa vào phân tích là trình độ học vấn - chuyên môn, được đo

bằng tỷ lệ có bằng trung học phổ thông (THPT), trung cấp, cao đăng, và đại học trở lên

trong dân số 15-30 tuổi tại mỗi tỉnh/thành.

Những phân tích trong bài viết này sư dụng các bộ số liệu điều tra quốc gia sau:

- Điều tra mẫu Tổng Điều tra Dân số và nhà ở năm 1999 và 2009;

- Điều tra Biến động dân số, năm 2003 và 2006;

- Điều tra Quốc gia về Lao động và việc làm, năm 2011 và 2013.

Các bộ số liều này đều do Tổng cục Thống kê tiến hành, có thiết kế mẫu khá lớn, đủ

đại diện đến cấp tỉnh/thành và cấp quốc gia. Như vậy, các chỉ báo ở trên được tính cho

từng tỉnh/thành cho các năm 1999, 2003, 2006 2009 và 2013.

Để phân tích các yếu tố tác động đến sự biến thiên của tỷ lệ phi nông theo

tỉnh/thành cũng như theo giời gian, cả hai phương pháp hồi quy OLS và hồi quy số liệu

lịch đại (panel data regression - PDR) đều được áp dụng. Phương pháp hồi quy OLS

giúp phân tích sự biến thiên của tỷ lệ phi nông giữa các tỉnh/thành. Măt khác, phương

pháp hồi quy số liệu lịch đại thích hợp với số liệu thống kê của các chỉ báo cho nhiều

thời điểm. Một trong những ưu điểm của phương pháp hồi quy số liệu lịch đại là giúp

kiểm soát đối với các biến còn thiếu hoăc chưa thể quan sát, ví dụ như các yếu tố văn

hóa, và đăc biệt giúp phân tích tác động của các biến số độc lập đến biến phụ thuộc qua

thời gian và qua các nhóm dân số khác nhau (Greene, 2008; Hsiao, 2003). Các mô hình

hồi quy PDR được áp dụng đều là loại tác động cố định (fixed effects) bởi kiểm định

Hausman (Greene, 2008) cho thấy áp dụng loại hồi quy này thích hợp hơn loại tác động

ngẫu nhiên (random effects).

3. Kết quả chính

3.1. Thống kê mô tả các chỉ báo

Hình 1 là bản đồ tỷ lệ làm nghề phi nông trong dân số 15-30 tuổi đang làm việc ở

các tỉnh vào năm 1999, 2006 và 2013. Có thể thấy là trong 15 năm, tỷ lệ phi nông đã tăng

lên rõ rệt ở hâu hết các tỉnh/thành. Số tỉnh/thành có tỷ lệ phi nông trên 50% là 7 vào năm

1999, đã tăng lên 20 vào năm 2006, và 32 vào năm 2013. Ngược lại, số tỉnh/thành có tỷ lệ

phi nông dưới 20% là 31 vào năm 1999, đã giảm xuống chỉ còn 10 vào năm 2006, và 8

vào năm 2013. Nhìn chung, tỷ lệ phi công khác biệt khá rõ giữa các tỉnh/thành, thường

cao nhất ở các tỉnh/thành thuộc khu vực Đồng bằng Sông Hồng, Đông Nam Bộ, và thấp

nhất ở khu vực Tây Bắc và Tây Nguyên.



Hình 1. Tỷ lệ làm nghề phi nông trong dân số 15-30 tuổi đang làm việc ở các tỉnh

Nguôn: GSO, TÐTDS 1999

1999

Nguôn: GSO, DDTBDDDS 2006

2006

>60%50-60%40-50%30-40%20-30%<20%

Nguôn: GSO, ÐTLÐVL 2013

2013

Tuy nhiên, cũng có hiện tượng tỷ lệ phi nông không tăng mà lại giảm ở một số thời

điểm tại một số tỉnh. Chăng hạn, từ năm 2006 đến 2013, tỷ lệ phi nông của tỉnh Khánh Hòa

giảm 11,7%, của Bình Thuận và Công Tum đều giảm trên 8%, của Gia Lai giảm 7,2%. Nếu

so sánh với mức độ tăng trưởng kinh tế các tỉnh thì có thể thấy hiện tượng này dường như

không chỉ liên quan đến các yếu tố kinh tế mà có le cả các yếu tố phi kinh tế khác.

Bảng 1. Giá trị trung bình của các chỉ báo, 1999-2013

Chỉ báo 1999 2003 2006 2009 2011 2013

Tỷ lệ phi nông (%) * 26,327 37,411 41,325 43,259 50,416 52,078

Tỷ lệ dân số thành thị (%) 20,246 22,136 23,057 24,808 26,565 27,059

Tỷ số phụ thuộc trẻ 0,595 0,485 0,421 0,396 0,366 0,360

Tỷ số phụ thuộc già 0,092 0,098 0,102 0,096 0,104 0,114

Tỷ lệ nhóm 15-19 (%)* 36.318 38.841 38.432 35.359 35.028 33.683

Tỷ lệ nhóm 25-30 (%) * 34.066 32.163 31.870 34.702 35.846 36.935

Tỷ số giới tính * 0,989 1,012 1,023 1,028 1,048 1,082

Học vấn cao nhất (%) *:

Dưới THPT 86,186 79,880 73,574 67,936 62,984 59,659

THPT 9,110 12,926 16,743 17,580 20,865 20,237

Trung cấp 2,806 3,492 4,178 7,265 7,495 8,321

Cao đăng 0,781 1,403 2,024 2,818 3,573 5,124

Đại học trở lên 1,117 2,299 3,481 4,401 5,083 6,659

Chú thích: * tính trong nhóm dân số 15-30 tuổi Nguồn: Số liệu một số điều tra quốc gia của TCTK.



Bảng 1 trình bày giá trị trung bình của các chỉ báo cho các năm 1999, 2003, 2006,

2009, 2011, 2013. Cân lưu ý rằng, đây là các giá trị trung bình của 63 tỉnh/thành (chưa gia

quyền theo dân số) chứ không phải là giá trị cho toàn quốc. Cụ thể, giá trị trung bình của

tỷ lệ phi nông trong dân số trẻ đã tăng mạnh từ 26,3% vào năm 1999 lên 43,3 vào năm

2009 và 52,1% vào năm 2013, tức là tăng gấp đôi trong giai đoạn 1999-2013. Trong

khoảng thời gian này, trung bình của tỷ lệ dân số thành thị, tỷ số giới tính và tỷ số phụ

thuộc già luôn tăng (ngoại lệ là tỷ số phụ thuộc già năm 2009). Ngược lại, trung bình của

tỷ số phụ thuộc trẻ luôn giảm. Trung bình tỷ lệ nhóm 15-19 trong dân số trẻ cao nhất vào

năm 2003 và sau đó giảm dân, trong khi tỷ lệ nhóm 24-30 trong dân số trẻ giảm xuống

thấp nhất vào năm 2006 và sau đó lại tăng dân.

Về các cấp được đào tạo có bằng trong dân số 20-30 tuổi, trung bình tỷ lệ có học

vấn dưới THPT giảm đáng kể từ 86,2% năm 1999 xuống còn 59,7% năm 2013. Ngược

lại, trung bình tỷ lệ có bằng THPT tăng từ 9,1% vào năm 1999 lên 20,9% vào năm 2011

và hơi giảm xuống còn 20,1% vào năm 2013. Trong thời gian này, trung bình tỷ lệ có

bằng trung cấp, cao đăng và đại học tuy tăng liên tục qua các năm, nhưng đến năm 2013

đều vẫn thấp hơn 10% (lân lượt là 8,3%, 5,1% và 6,7%).

Để áp dụng hiệu quả hơn trong các mô hình hồi quy, tỷ lệ phi nông và một số chỉ

báo khác được chuyển sang thang đo logarit (xem Bảng 2). Do các chỉ báo ở thang đo

chuyển đổi và thang đo gốc luôn có mối liên hệ đồng biến nên khi phân tích, chúng tôi

vẫn dùng tên gốc của chỉ báo cho đơn giản và dễ hiểu.

Bảng 2. Giá trị trung bình các chỉ báo và hệ số tương quan với tỷ lệ phi nông

Chỉ báo Thang đo

gốc

Thang đo

chuyển đổi

Giá trị

trung bình

Hệ số

tương quan

Hệ số tương

quan riêng

Tỷ lệ phi nông (p) % Logit(p) -0.361 -- --

Tỷ lệ dân số thành thị % 23.978 0.660 0.501

Tỷ số phụ thuộc trẻ Tỷ số Logarit -0.860 -0.662 -0.435

Tỷ số phụ thuộc già Tỷ số Logarit -2.337 0.302 0.370

Tỷ lệ nhóm 15-19/15-30 % 36.277 -0.416 -0.059

Tỷ lệ nhóm 25-30/15-30 % 34.264 0.354 0.076

Tỷ số giới tính nhóm 15-30 Tỷ số 1.031 -0.141 -0.367

Học vấn cao nhất:

Dưới THPT % Logarit 4.246 -0.632 -0.226

THPT % Logarit 2.644 0.551 -0.181

Trung cấp % Logarit 1.556 0.274 -0.280

Cao đăng % Logarit 0.691 0.414 0.006

Đại học trở lên % Logarit 1.012 0.661 0.213

Chú thích: logit(p)= log((p/100)/(1-p/100)) Nguồn: Số liệu một số điều tra quốc gia của Tồng cục Thống kê.

Xét hệ số tương quan tuyến tính với tỷ lệ phi nông, các chỉ báo “tỷ lệ dân số thành thị”,

“tỷ số phụ thuộc trẻ”, “học vấn dưới THPT” và “học vấn đại học” có hệ số tương quan lớn nhất

nếu tính theo giá trị tuyệt đối. Các chỉ báo “tỷ số phụ thuộc trẻ”, “tỷ số giới tính”, “tỷ lệ nhóm

15-19” và “tỷ lệ dưới THPT” có hệ số tương quan âm, trong khi các chỉ báo còn lại đều có hệ



số tương quan dương. Nếu xét tương quan riêng (partial correlation) với tỷ lệ phi nông thì bốn

hệ số có giá trị tuyệt đối lớn nhất là “tỷ lệ dân số thành thị”, “tỷ số phụ thuộc trẻ”, “tỷ số phụ

thuộc già” và “tỷ số giới tính”. Điều đáng chú ý là so với hệ số tương quan, hệ số tương quan

riêng của một số chỉ bảo về học vấn không chỉ giảm giá trị tuyệt đối mà còn đổi dấu. Tuy nhiên,

các hệ số tương quan này giữa các biến số độc lập và tỷ lệ phi nông được tính chung cho cả sự

biến thiên theo nhóm dân số (tỉnh/thành) và biến thiên theo theo thời gian.

3.2. Kết quả phân tích hồi quy

Bảng 3 là kết quả ước lượng 3 mô hình hồi quy về tỷ lệ phi nông cấp tỉnh/thành

trong dân số 15-30 tuổi. Mô hình hồi quy thứ nhất (M1) là mô hình OLS. Do biến số về

thời gian (năm) được đưa vào mô hình này nên các hệ số hồi quy của các biến số độc lập

khác se chủ yếu phản ánh tác động đến sự biến thiên giữa các tỉnh của biến phụ thuộc. Mô

hình thứ hai (M2) là mô hình hồi quy số liệu lịch đại (PDR) loại tác động cố định. Mô

hình này chủ yếu phản ánh tác động đến sự biến thiên theo thời gian của biến phụ thuộc.

Mô hình thứ 3 (M3) cũng tương tự như M2, nhưng bổ sung thêm biến số về thời điểm.

Bảng 3. Các mô hình hồi quy về tỷ lệ phi nông cấp tỉnh

Các biến số độc lập M1 M2 M3

Năm

1999 (ref) 0.0 0.0

2003 -0.041 0.267 *

2006 -0.240 0.240

2009 -0.304 -0.106

2011 -0.220 0.199

2013 -0.355 0.045

Tỷ lệ dân số thành thị 0.031 *** 0.006 0.001

Cơ cấu tuổi và giới

Tỷ số phụ thuộc trẻ -1.786 *** -0.190 0.020

Tỷ số phụ thuộc già 1.176 *** 0.691 ** 0.351

Tỷ lệ nhóm 15-19 -0.040 ** -0.051 *** -0.065 ***

Tỷ lệ nhóm 25-30 0.003 -0.036 ** -0.036 **

Tỷ số giới tính (15-30) -3.773 *** -1.421 ** -1.082 *

Tỷ lệ có bằng đào tạo

- THPT -0.241 * -0.079 -0.179

- Trung cấp -0.342 *** 0.246 ** 0.500 ***

- Cao đăng 0.158 0.088 0.074

- Đại học trở lên 0.435 *** 0.378 *** 0.349 ***

Hằng số 6.153 *** 4.896 *** 4.344 **

N 378 378 378

Adjusted R2 0.797 0.557 0.406

Sigma_u 0.779 0.894

Sigma_e 0.342 0.322

Chú thích: * p<0.05; ** p<0.01; *** p<0.001; ref: Nhóm quy chiếu. Nguồn: Số liệu từ một số Điều tra quốc gia, TCTK;



Kết quả cho thấy mức độ đô thị hóa, một chỉ báo thường phản ánh tương đối sát cơ

cấu kinh tế, có tác động thuận khá mạnh đến với sự biến thiên của tỷ lệ phi nông theo

tỉnh/thành, nhưng lại hâu như không có tác động đến với sự biến thiên của tỷ lệ phi nông

theo thời gian. Câu hoi đăt ra là tại sao có sự khác biệt như vậy? Mối liên hệ giữa tỷ lệ phi

nông với tỷ lệ đô thị hóa ở các tỉnh trong cùng thời điểm là khá rõ và điều này phản ánh

khác biệt về mức độ phát triển giữa các địa phương. Tuy nhiên nếu xét trong những

khoảng thời gian khá ngắn (trong phân tích này là 2 đến 4 năm) thì quá trình đô thị hóa ở

từng tỉnh không có mối liên hệ chăt che đến việc tăng giảm tỷ lệ phi nông, nhất là khi việc

xác định khu vực thành thị không hoàn toàn theo thực trạng kinh tế - xã hội mà có thể còn

theo ý chí hoăc kế hoạch của các nhà quản lý.

Về cơ cấu tuổi và giới tính, theo mô hình M1, tỷ số phụ thuộc trẻ cao (thường tương

ứng với mức sinh cao) se làm giảm tỷ lệ phi nông cấp tỉnh/thành. Tuy nhiên mô hình M2

và M3 không cho thấy biến số này có tác động đến sự biến thiên theo thời gian của tỷ lệ

phi nông. Tương tự, hệ số cho chỉ số phụ thuộc già có giá trị dương, khá lớn và có ý nghĩa

thống kế ở mô hình M1, nhưng nho hơn ở mô hình M2 và không còn ý nghĩa thống kê ở

mô hình M3. Như vậy, cả hai chỉ báo về tỷ số phụ thuộc đều góp phân giải thích cho sự

biến thiên của tỷ lệ phi nông giữa các tỉnh/thành, nhưng chỉ đóng vai trò mờ nhạt hơn

hoăc thậm chí là không có ý nghĩa trong việc làm thay đổi tỷ lệ phi nông ở từng

tỉnh/thành. Nếu xét riêng cơ cấu của nhóm dân số trẻ, hâu hết các hệ số hồi quy cho “tỷ lệ

nhóm 15-19” và “tỷ lệ nhóm 25-30” đều âm và có ý nghĩa thông kê. Như vậy, việc giảm

tỷ lệ hai nhóm này (tức là tăng tỷ lệ dân số 20-24 tuổi) trong số trẻ góp phân làm gia tăng

tỷ lệ phi nông và ngược lại. Mối liên hệ này tác động đến sự biến thiên của tỷ lệ phi nông

theo địa bàn và càng rõ hơn đến sự biến đổi của tỷ lệ phi nông theo thời gian.

Theo kết quả dự báo của Tổng cục thống kê (TCTK, 2011b), tỷ lệ dân số 20-24 tuổi

trong dân số trẻ se giảm 5% trong giai đoạn 2013-2020 trước khi tương đối ổn định

khoảng 30% vào giữa thế kỷ này. Do đó, nếu áp dụng kết quả dự báo này và mô hình hồi

quy M2 và M3 cho cấp quốc gia thì sự biến đổi cơ cấu dân số trẻ từ nay cho đến năm

2020 se ít thuận lợi hơn đối với quá trình chuyển đổi cơ cấu nghề nghiệp.

Tỷ số giới tính là trường hợp khá đăc biệt bởi hâu như chưa có nghiên cứu, tài liệu

nào chứng minh hay giải thích tác động trực tiếp của biến số này đến cơ cấu nghề nghiệp

ở Việt Nam. Kết quả cho thấy, các hệ số hồi quy cho tỷ số giới tính đều âm và có ý nghĩa

thống kê ở cả 3 mô hình. Điều đó chứng to, ở cả khía cạnh khu vực địa lý cũng như thời

gian, tỷ số giới tính tăng se làm giảm tỷ lệ phi nông. Hệ số hồi quy cho tỷ số giới tính ở

mô hình M1 có giá trị tuyệt đối lớn hơn hăn ở 2 mô hình còn lại và tình trạng này có thể

là do tác động của di cư liên tỉnh đến sự biến thiên của tỷ số giới tính trong dân số trẻ các

tỉnh/thành. Dường như nơi có tỷ suất phụ nữ trẻ nhập cư cao thì thường có tỷ lệ phi nông

cao hơn nơi có tỷ xuất phụ nữ xuất cư cao.Trong khi đó, tỷ suất di cư có thể biến thiên

theo thời gian ít hơn so với biến thiên theo tỉnh/thành. Măc dù cân có phân tích sâu hơn



bao gồm cả chỉ báo di cư theo giới thì mới có thể khăng định giả thiết này, đây cũng là

vấn đề rất đáng được lưu ý trong việc hoạch định chính sách cũng như trong nghiên cứu

có liên quan.

Về trình độ học vấn, hệ số hồi quy cho tỷ lệ có bằng THPT âm và có ý nghĩa thống

kê ở mô hình M1, nhưng không có ý nghĩa thống kê ở mô hình M2 và M3. Như vậy, tỷ lệ

có bằng THPT cao không phải là yếu tố thúc đẩy gia tăng tỷ lệ phi nông, thậm chí còn

làm giảm tỷ lệ phi nông so với các tỉnh khác, bởi điều đó có thể liên quan đến tỷ lệ thấp ở

các trình độ học vấn trên THPT. Đăc biệt, hệ số hồi quy cho tỷ lệ có bằng trung cấp có ý

nghĩa thống kê ở cả 3 mô hình, nhưng có giá trị âm ở mô hình M1 và dương ở mô hình

M2 và M3. Hệ số hồi quy âm ở mô hình M1 là do tỷ lệ có bằng trung cấp thường không

cao ở tỉnh/thành phát triển nhất. Tuy nhiên theo kết quả phân tích, việc tăng tỷ lệ có bằng

trung cấp đã thực sự góp phân làm tăng tỷ lệ phi nông ở các tỉnh/thành trong giai đoạn

1999-2013.

Bên cạnh đó, măc dù tỷ lệ có bằng cao đăng đã tăng lên đáng kể trong thời gian qua,

các mô hình hồi quy vẫn không cho thấy tác động của chỉ báo này đến tỷ lệ phi nông

trong dân số trẻ. Tình trạng này phản ánh những hạn chế nhất định về chất lượng cũng

như hiệu quả của cấp đào tạo cao đăng ở Việt Nam hiện nay. Ngược lại, điều có thể dự

đoán trước tỷ lệ có bằng đại học trở lên đóng vai trò rất quan trọng trong việc tác động

thuận đến tỷ lệ phi nông ở các tỉnh/thành trong thời gian qua bởi hệ số hồi quy cho chỉ

báo này dương và có ý nghĩa thống kê cao ở cả 3 mô hình hồi quy. Tỷ lệ có bằng đại học

trở lên không chỉ liên quan đến sự biến thiên tỷ lệ phi nông giữa các tỉnh/thành mà còn

góp phân giải thích sự tăng giảm tỷ lệ phi nông của mỗi tỉnh/thành ở Việt Nam.

4. Kết luận

Các phân tích trong bài viết này cho thấy trong giai đoạn 1999-2013, quá trình

chuyển đổi cơ cấu nghề nghiệp (được thể hiện qua tỷ lệ phi nông) trong dân số trẻ ở các

tỉnh/thành ở Việt Nam đã có những bước tiến rõ rệt theo hướng phi nông nghiệp. Tuy

nhiên, để có thể đạt được mục tiêu công nghiệp hóa đất nước, cân tiếp tục đẩy nhanh quá

trình chuyển đổi này bởi cho đến năm 2013 trong dân số 15-30 tuổi, số người làm nông

nghiệp vẫn còn gân bằng số người làm nghề phi nông. Măt khác, tỷ lệ làm việc phi nông

trong dân số trẻ vẫn có sự khác biệt đáng kể theo tỉnh/thành và theo khu vực địa lý.

Kết quả phân tích đã cung cấp bằng chứng cho thấy quá trình chuyển đổi cơ cấu

nghề nghiệp ở Việt Nam không chỉ phụ thuộc vào việc chuyển đổi cơ cấu kinh tế mà còn

liên quan đáng kể của các yếu tố cấu trúc dân số khác như cơ cấu tuổi, giới tính, và trình

độ học vấn. Mức độ đô thị hóa, một chỉ báo thường phản ánh tương đối sát cơ cấu kinh tế,

có tác động thuận khá mạnh đến với sự biến thiên của tỷ lệ phi nông theo tỉnh/thành,

nhưng lại hâu như không có tác động đến với sự biến thiên của tỷ lệ phi nông theo thời

gian. Sự biến đổi sơ cấu nghề nghiệp của dân số 15-30 tuổi phân nào phụ thuộc vào cơ

cấu tuổi của chính nhóm dân số đó, hơn là vào cơ cấu tuổi của toàn bộ dân số ở các



tỉnh/thành. Tỉnh/thành có tỷ lệ người 20-24 tuổi gia tăng se là điều kiện thuận lợi để đẩy

mạnh quá trình chuyển đổi có cấu nghề nghiệp của dân số trẻ từ nông nghiệp sang công

nghiệp và dịch vụ. Đăc biệt là tỉnh/thành có tỷ số giới tính tăng se làm giảm tỷ lệ phi nông

trong dân số trẻ và điền này có thể liên quan đến khác biệt về tỷ suất di cư liên tỉnh theo

giới tính.

Các nghiên cứu trước đây thường chứng minh vai trò tích cực của giáo dục và đào

tạo trong nhiều khía cạnh khác nhau của đời sống xã hội, cả ở cấp độ vi mô cũng như vĩ

mô. Nghiên cứu này không chỉ khăng định tác động của trình độ học vấn, cũng như giáo

dục và đào tạo nói chung, đến quá trình chuyển đổi cơ cấu nghề nghiệp của dân số trẻ

Việt Nam mà còn cho thấy tác động này không luôn tăng cùng với trình độ được đào tạo.

Sự gia tăng tỷ lệ có trình độ trung cấp và đăc biệt là trình độ đại học trở lên trong thanh

niên 20-30 tuổi rất có ý nghĩa trong việc thúc đẩy quá trình chuyển dịch cơ cấu nghề

nghiệp của dân số trẻ các tỉnh/thành. Tuy nhiên các phân tích không cho thấy mối liên hệ

giữa tỷ lệ thanh niên 20-30 tuổi có bằng THPT hay bằng cao đăng đến quá trình chuyển

dịch cơ cấu nghề nghiệp này.

Những phát hiện kể trên rất đáng được lưu ý trong việc xem xét các yếu tố cơ cấu

dân số khi hoạch định chính sách có liên quan, nhằm tận dụng cơ cấu dân số vàng, giảm

bớt khác biệt về mức phát triển kinh tế theo vùng miền, đẩy mạnh quá trình công nghiệp

hóa ở các tỉnh thành cũng như ở Việt Nam nói chung.

Tài liệu tham khảo

Chenery, Hollis & Moises Syrquin, 1975. Patterns of Development: 1950-1970, Oxford University Press,

London.

Chư Thị Lân, 2010. Thực trạng chất lượng nguồn lao động nông thôn – Một khó khăn trong chuyển dịch cơ

cấu lao động, Tạp chí Khoa học lao động và xã hội, Số 22/2010.

Clark, C., 1940. The Conditions of Economic Progress. McMillan & Co, London.

Durante, K., V. Griskevicius, J. Simpson, S. Cantu và J. Tybur, 2012. Sex Ratio and Women’s Career

Choice: Does a Scarcity of Men Lead Women to Choose Briefcase Over Baby?, Journal of Personality and Social Psychology, Số 103 (1).

Đỗ Thiên Kính, 2012: Hệ thống phân tâng xã hội ở Việt Nam hiện nay (Qua những cuộc Điều tra Mức sống Hộ gia đình Việt Nam 2002-2004-2006-2008). NXB Khoa học xã hội. Hà Nội.

Fisher, A.G.B. Primary, Secondary and Tertiary Production, Economic Record, 15, June 1939, 24–38.

Friedlander & Moshe, 1986. Occupations, migration, sex ratios, and nuptiality in nineteenth century English

communities: A model of relationships, Demography, Số 23(1).

Kuznets, Simon. 1973. Modern Economic Growth: Findings and Reflections. American Economic Review,

63(3), 247-258.

Lê Xuân Bá, 2009. Nghiên cứu dự báo chuyển dịch cơ cấu lao động nông nghiệp, nông thôn và các giải pháp giải quyết việc làm trong quá trình đẩy mạnh công nghiệp hoá, hiện đại hoá và đô thị hoá ở nước ta, Đề tài cấp nhà nước KX. 02.01/06-10.



Nguyễn Bá Ngọc, 2009. Thách thức trong quá trình chuyển dịch cơ cấu lao động nông nghiệp - nông thôn ở

nước ta, Tạp chí Khoa học lao động và xã hội, Số 21/2009.

Shaw-Taylor, L. & E.A. Wrigley, 2014. Occupational structure and population change, trong Floud, R.,

Humphries, J., Johnson, P., (eds) The Cambridge Economic History of Modern Britain, 4th

edition.

TCTK, 2011a. Cấu trúc tuổi, giới tính và tình trạng hôn nhân của dân số Việt Nam, Tổng Cục Thống kê, Hà

Nội.

TCTK, 2011b. Dự báo dân số Việt Nam 2009-2049, Tổng Cục Thống kê, Hà Nội.

Thái Phúc Thành, 2010. Một số giải pháp thúc đẩy chuyển dịch cơ cấu lao động nông nghiệp, nông thôn ở

Việt Nam, Tạp chí Khoa học lao động và xã hội, Số 22/2010.

Timmer, Marcel P. & Gaaitzen J. De Vries. 2009. Structural Change and Growth Accelerations in Asia and

Latin America: A New Sectoral Data Set. Cliometrica, Journal of Historical Economics and Econometric History, 3(2), 165-190.

Wei, S. & X. Zhang, 2011. Sex Ratios, Entrepreneurship, and Economic Growth in the People’s Republic

of China, NBER Working Paper No.16800, National Bureau of Economic Research.


tÁc ĐỘng cỦa biẾn ĐỔi cẤu trÚc dÂn sỐ vÀ giÁo dỤc...

Documents