TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG HÀ NỘI KHOA KINH TẾ QUỐC TẾ ᵒᴼᵒ BÀI TẬP NHÓM KINH TẾ LƯỢNG Đề tài: CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG TỚI TIỀN LƯƠNG CỦA NGƯỜI LAO ĐỘNG THEO GIỜ Giảng viên hướng dẫn: TS Đinh Thị Diệu Bình Filedata:beauty Nhóm sinh viên: Tên sinh viên Mã số sinh viên Phần trăm đóng góp Hà Nội, ngày 04 tháng 07 năm 2016 MỤC LỤC Table of Contents LỜI MỞ ĐẦU I Lý lựa chọn đề tài: Tiền lương có vai trò lớn không riêng thân người lao động mà xã hội Tiền lương gắn liền với người lao động, nguồn sống chủ yếu người lao động gia đình họ Trong quan hệ lao động, tiền lương coi trung tâm thu hút quan tâm người lao động người sử dụng lao động Bởi tiền lương kích thích người lao động nâng cao lực làm việc mình, phát huy khả vốn có để tạo suất lao động, vươn tới tầm cao tài sức lực sức sáng tạo góp phần thúc đẩy kinh tế phát triển Đồng thời tiền lương tác động tích cực đến quản lý kinh tế, tài chính, quản lí lao động, kích thích sản xuất Tiền lương không phạm trù kinh tế mà yếu tố hàng đầu sách xã hội liên quan trực tiếp đến đời sống người lao động Khái niệm tiền lương nhiều ngành khoa học khác quan tâm Đối với sinh viên nói riêng, việc quan tâm đến yếu tố ảnh hưởng đến mức lương giúp họ có cách nhìn nhận đánh giá đắn việc lựa chọn làm việc doanh nghiệp Để lý giải câu hỏi “Tại người lao động A lại có mức lương cao người lao động B?” hay “những nguyên nhân dẫn đến việc tiền lương tăng hay giảm, yếu tố ảnh hưởng đến mức lương người lao động? ” nhóm chúng em lựa chọn nghiên cứu đề tài: “Các yếu tố ảnh hưởng đến tiền lương người lao động theo giờ” chúng em tiến hành chọn file beauty để nghiên cứu nhằm giúp bạn sinh viên có cách nhìn tổng quan vấn đề Tiền lương người lao động thực tế bị ảnh hưởng nhiều yếu tố như: Thời gian lao động, độ tuổi lao động, ngành nghề, số năm kinh nghiệm, trình độ, tình trạng sứckhỏe…Trong nghiên cứu này, nhóm chúng em lựa chọn số biến ảnh hưởng để chạy mô hình kinh tế lượng với mục đích nghiên cứu tác động, ảnh hưởng yếu tố đến tiền lương * Các biến: - Số năm kinh nghiệm - Khả làm việc nhóm - Trình độ học vấn - Màu da - Giới tính - Ngành Dịch vụ - Kết hôn II Các phương pháp thực - Phần mềm Stata - Sử dụng kiểm định ước lượng XÂY DỰNG MÔ HÌNH I Thiết lập mô hình tổng quát Mô hình tổng quát “Wage = β0 + β1 Exper + β2.Union + β3.Black + β4 Female+ β5 Smllcity + β6.Service + β7 Educ + Ui“ des(exper union black female smllcity > service educ) storage display variable name type format > variable label exper union black female smllcity service educ a) b) byte value label %8.0g > years of workforce experience byte %8.0g > =1 if union member byte %8.0g > =1 if black byte %8.0g > =1 if female byte %8.0g > =1 if live in small city byte %8.0g > =1 if service industry byte %8.0g > years of schooling Mô tả biến Biến phụ thuộc Wage: Lương làm việc Biến độc lập  Biến định lượng Tên Ý nghĩa Số năm kinh nghiệm làm việc Exper Educ c) Đơn vị tính Trình độ học vấn Năm Năm Dấu kì vọng Diễn giải + Số năm kinh nghiệm làm việc nhiêu lương cao + Trình độ học vấn cao lương cao Biến định tính Lựa chọn Tên Ý nghĩa Union Không Làm việc nhóm tốt Tốt Dấu kì vọng Diễn giải + Khả làm việc nhóm cao tiền lương nhận cao Black Màu da Đen Khác +/- Màu da không làm ảnh hưởng tới tiền lương nhận Female Giới tính Nam Nữ - Giới tính nữ có tiền lương nhận nam giới Smllcity Thành phố nhỏ Sống thành phố nhỏ Không sống thành phố nhỏ +/- Sống thành phố nhỏ làm giảm tiền lương nhận Service Nếu không làm ngành dịch vụ Làm + ngành dịch vụ Ngành dịch vụ Làm việc ngành dịch vụ mang lại tiền lương cao sum(wage exper union black female smllcity service educ) Variable Obs Mean wage exper union black female 1260 1260 1260 1260 1260 6.30669 18.20635 2722222 0738095 3460317 smllcity service educ 1260 1260 1260 4666667 2738095 12.56349 Std Dev Min Max 4.660639 11.96349 4452804 2615645 4758923 1.02 0 0 77.72 48 1 4990857 4460895 2.624489 0 1 17 Độ lệch chuẩn ước lượng Min Max Tên biến Số quan sát Giá trị trung bình Wage 1260 6.30669 4.660639 1.02 77.72 Exper 1260 18.20635 11.96349 48 Union 1260 0.2722222 0.4452804 Black 1260 0.0738095 0.2615645 Female 1260 0.03460317 0.4758923 Smllcity 1260 0.4666667 0.4990857 Service 1260 0.2738095 0.4460895 Educ 1260 12.56349 2.624489 17 II Phân tích hồi quy Mô hình hồi quy gốc reg(wage exper union black female smllcity service educ) Source SS df MS Model Residual 5340.16548 22007.2737 1252 762.880783 17.5776946 Total 27347.4392 1259 21.7215561 wage Coef exper union black female smllcity service educ _cons 0843467 7527523 0566682 -2.364312 -.1029121 -.5522452 4948986 -.6383457 a) b) Std Err .0104505 2688527 460463 2697386 2380684 2907367 0489293 7091735 t 8.07 2.80 0.12 -8.77 -0.43 -1.90 10.11 -0.90 Number of obs F( 7, 1252) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.005 0.902 0.000 0.666 0.058 0.000 0.368 = = = = = = 1260 43.40 0.0000 0.1953 0.1908 4.1926 [95% Conf Interval] 0638442 2253008 -.8466961 -2.893501 -.5699692 -1.12263 3989061 -2.029645 1048491 1.280204 9600324 -1.835122 364145 0181396 5908911 7529538 Biến phụ thuộc: Wage Biến độc lập: Exper, Union, Black, Female, Smllcity, Service, Educ Ta có: PRF: Wage = β0 + β1 Exper + β2.Union + β3 Black + β4 Female + β5 Smllcity + β6 Service + β7 Educ + Ui SRF: Wage = -0.6383457 + 0.0843467 Exper + 0.7527523.Union + 0.0566682Black – 2.364312 Female – 0.1029121 Smllcity – 0.5522452 Service + 0.4948986 Educ + ei  Giải thích ý nghĩa kết quả: - Ước lượng điểm hệ số chặn0 = -0.6383457cho biết trường hợp yếu tố khác không đổi tiền lương nhận giảm 0.6383457 triệu đồng - Ước lượng hệ số góc = 0.0843467cho biết số năm kinh nghiệm tăng lên năm, yếu tố khác không đổi tiền lương tăng 0.0843467triệu đồng Ước lượng hệ số góc = 0.7527523 cho biết mức độ làm việc nhóm tăng, yếu tố khác không đổi, tiền lương tăng lên 0.7527523 triệu đồng Ước lượng hệ số góc =0.0566682cho biết người lao động có màu da đen, yếu tố khác không đổi, tiền lương làm việc tăng lên 0.0566682triệu đồng Ước lượng hệ số góc 4= – 2.364312 cho biết người lao động nữ, điều kiện yếu tố khác không đổi, tiền lương làm việc giảm 2.364312triệu đồng Ước lượng hệ số góc 5= – 0.1029121cho biết người lao động sổng thành phố nhỏ, điều kiện yếu tố khác không đổi tiền lương giảm 0.1029121triệu đồng Ước lượng hệ số góc 6= -0.5522452cho biết người lao động làm ngành công nghiệp dịch vụ,trong điều kiện yếu tố khác không đổi tiền lương giảm 0.5522452triệu đồng Ước lượng hệ số góc 7=0.4948986cho biết người lao động có trình độ học vấn cao, điều kiện yếu tố khác không đổi tiền lương tăng lên 0.4948986triệu đồng - - - - - - Hệ số tương quan R2 Nhìn vào mô hình ta thấy hệ số xác định R2= 0.1953, hệ số xác định có 19.53% biến độc lập giải thích cho biến phụ thuộc, lại 80.47% yếu tố ngẫu nhiên khác giải thích Mối liên hệ tương quan biến độc lập biến phụ thuộc corr(exper union black female smllcity service educ) (obs=1260) exper union black female smllcity service educ exper union black 1.0000 0.0898 0.0076 -0.2472 -0.0744 -0.0573 -0.1862 1.0000 0.0319 -0.1000 -0.0181 -0.1036 -0.0960 1.0000 0.1137 -0.0633 0.0173 -0.1382 female smllcity 1.0000 0.0018 0.2680 0.0091 1.0000 0.0321 0.0501 service educ 1.0000 0.3016 1.0000 Nhận xét: Từ mô hình thấy biến giải thích có mối liên hệ tương quan không mạnh với biến phụ thuộc Dấu âm thể tương quan nghịch, gần mối liên hệ tương quan mạnh Nhìn vào mô hình ta thấy hệ số tương quan biến, female, smllcity, service, educ âm điều cho thấy mối liên hệ biến phụ thuộc biến ngược chiều cụ thể giới tính nữ, sống thành phố nhỏ, làm ngành công nghiệp dịch vụ, trình độ học vấn không tốt tiền lương làm việc họ bị giảm Các hệ số Exper, black, union dương cho thấy mối quan hệ biến phu thuộc với biến chiều, cụ thể họ làm việc nhóm tốt tiền lương làm việc họ tăng lên  Từ mô hình cho thấy mối liên hệ tương quan biến không cao Mô hình tượng đa cộng tuyến 10 Phân tích mô hình reg(wage exper union black female smllcity service educ) Source SS df MS Model Residual 5340.16548 22007.2737 1252 762.880783 17.5776946 Total 27347.4392 1259 21.7215561 wage Coef exper union black female smllcity service educ _cons 0843467 7527523 0566682 -2.364312 -.1029121 -.5522452 4948986 -.6383457 Std Err t 0104505 2688527 460463 2697386 2380684 2907367 0489293 7091735 8.07 2.80 0.12 -8.77 -0.43 -1.90 10.11 -0.90 Number of obs F( 7, 1252) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.005 0.902 0.000 0.666 0.058 0.000 0.368 = = = = = = 1260 43.40 0.0000 0.1953 0.1908 4.1926 [95% Conf Interval] 0638442 2253008 -.8466961 -2.893501 -.5699692 -1.12263 3989061 -2.029645 1048491 1.280204 9600324 -1.835122 364145 0181396 5908911 7529538 Từ mô hình ta thấy: a b c d e f g h i j k Biến giải thíchESS = 5340.16548 Phần dư RSS = 22007.2737 TSS = 27347.4392 Bậc tự phần giải thích: dfe = Bậc tự phần không giải thích: dfr = 1252 Phương sai phần giải thích: MSe = 762.880783 Phương sai phần không giải thích: MSr = 17.5776946 Số quan sát đưa vào phân tích: 1260 Kiểm định F cho toàn mô hình F(7,1252) = 43.40; p-value = 0.0000 cho biết hệ số mô hình không 0, kết luận hệ số mô hình có ý nghĩa thống kê Hệ số xác định R – squared = 0.1953 cho biết khoảng 19.53% tiền lương giải thích biến độc lập Sai số chuẩn ước lượng Root MSE = 4.1926 nhỏ độ lệch chuẩn biến phụ thuộc Vậy ước lượng hồi quy chấp nhận Kiểm định phù hợp hàm hồi quy 11 Kiểm định cặp giả thuyết: +Fqs= = 43.40> Fo=> Bác bỏ H0 chấp nhận H1, hàm phù hợp có ý nghĩa thống kê +Ta có α = 0.05 > p-value = 0.000 => Bác bỏ H0 chấp nhận H1, hàm phù hợp có ý nghĩa thống kê Khoảng tin cậy kiểm định hệ số hồi quy reg(wage exper union black female smllcity service educ) Source SS df MS Model Residual 5340.16548 22007.2737 1252 762.880783 17.5776946 Total 27347.4392 1259 21.7215561 wage Coef exper union black female smllcity service educ _cons 0843467 7527523 0566682 -2.364312 -.1029121 -.5522452 4948986 -.6383457 a Std Err .0104505 2688527 460463 2697386 2380684 2907367 0489293 7091735 t 8.07 2.80 0.12 -8.77 -0.43 -1.90 10.11 -0.90 Number of obs F( 7, 1252) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.005 0.902 0.000 0.666 0.058 0.000 0.368 = = = = = = 1260 43.40 0.0000 0.1953 0.1908 4.1926 [95% Conf Interval] 0638442 2253008 -.8466961 -2.893501 -.5699692 -1.12263 3989061 -2.029645 1048491 1.280204 9600324 -1.835122 364145 0181396 5908911 7529538 Khoảng tin cậy hệ số hồi quy Từ mô hình hồi quy gốc ta thấy khoảng tin cậy đối xứng với ý nghĩa 95% hệ số: i Hệ số -2.029645 ii 0.7529538 Hệ số 0.0638442 0.1048491 12 Hệ số iii 2253008 1.280204 Hệ số iv -0.8466961 0.9600324 Hệ số v -2.893501 -1.835122 Hệ số vi -0.5699692 0.364145 Hệ số vii -1.12263 0.0181396 Hệ số viii 0.3989061 b • 0.5908911 Kiểm định với hệ số Phương pháp P-value: Kiểm định phụ thuộc biến độc lập Cặp giả thuyết là: Mức ý nghĩa: α = 0.05 Theo phương pháp P-value ta có: α < p-value = 0.368 => chấp nhận H0 Hệ số chặn không ảnh hưởng tới tiền lương 0: α > p-value = 0.000 => bác bỏ Ho, chấp nhận H1.Kinh nghiệm ảnh hưởng tới tiền lương 1: α > p-value = 0.005 => bác bỏ Ho, chấp nhận H1.Khả làm việc nhóm ảnh hưởng tới tiền lương 2: α < p-value = 0.902 => chấp nhận Ho Màu da không ảnh hưởng tới tiền lương 3: α > p-value = 0.000 =>Bác bỏ Ho, chấp nhận H1.Giới tính ảnh hưởng tới tiền lương 4: α < p-value = 0.666 =>Chấp nhận H0.Sống thành phố nhỏ không ảnh hưởng tới tiền lương nhận đươc 5: 13 α < p-value = 0.058 =>Chấp nhậnHo.Làm việc ngành dịch vụ không ảnh hưởng tới tiền lương 6: α >p-value = 0.000 =>bác bỏ Ho, chấp nhận H1.Trình độ học vấn ảnh hưởng tới tiền lương 7: • Phương pháp giá trị tới hạn: Ta có: Tqs = Giá trị tới hạn: t = 1.96 Theo phương pháp giá trị tới hạn ta có: 0: = 0.90 Do :t => Không có sở để bác bỏ Ho Chấp nhận Ho hệ số chặn không ảnh hưởng đến tiền lương 1: = 8.07 Do :t 2: => Bác bỏ Ho Chấp nhận H1 kinh nghiệm ảnh hưởng đến tiền lương = 2.80 Do :t => Bác bỏ Ho Chấp nhận H1, khả làm việc nhóm ảnh hưởng đến tiền lương 3: = 0.12 Do :t =>Không có sở để bác bỏ Ho Chấp nhận Ho màu da không ảnh hưởng đến tiền lương 4: = 8.77 Do :t => Bác bỏ Ho Chấp nhận H1, Giới tính ảnh hưởng đến tiền lương 14 5: = 0.43 Do :t => Chấp nhận H0, Sống thành phố nhỏ không ảnh hưởng đến tiền lương 6: = 1.90 Do :t =>Chấp nhận Ho, Làm việc ngành công nghiệp dịch vụ không ảnh hưởng đến tiền lương 7: = 10.11 Do :t =>Bác bỏ Ho Chấp nhận H1, Trình độ học vấn ảnh hưởng đến tiền lương Kiểm định bỏ biến Chạy lại mô hình bỏ biến Black 15 reg(wage exper union female smllcity service educ) Source SS df MS Model Residual 5339.89925 22007.5399 1253 889.983209 17.5638786 Total 27347.4392 1259 21.7215561 wage Coef exper union female smllcity service educ _cons 0843502 7538031 -2.360912 -.1045948 -.5510277 4940865 -.6250335 Std Err t 0104464 2686114 2682149 2375821 2904541 0484632 7006 8.07 2.81 -8.80 -0.44 -1.90 10.20 -0.89 Number of obs F( 6, 1253) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.005 0.000 0.660 0.058 0.000 0.372 = = = = = = 1260 50.67 0.0000 0.1953 0.1914 4.1909 [95% Conf Interval] 0638559 2268253 -2.887112 -.5706973 -1.120858 3990086 -1.999512 1048445 1.280781 -1.834712 3615077 0188023 5891644 7494448 +Hàm hồi quy mẫu gốc: SRF:= -0.6383457 + 0.0843467 Exper + 0.7527523.Union + 0.0566682Black – 2.364312Female – 0.1029121Smllcity - 0.5522452Service + 0.4948986 Educ + ei + Hàm hồi quy bỏ bớt biến Black: SRF: = -0.6250335 + 0.0843502 Exper + 0.7538031.Union – 2.360912Female – 0.1045948Smllcity - 0.5510277Service + 0.4940865 Educ + ei • Kiểm định bỏ bớt biến Black: Fqs= = 3.85 Ta có: chấp nhận Ho.Ta bỏ biến Black khỏi mô hình III Các bệnh mô hình bỏ biến Black 1.Tự tương quan 16 a.Kiểm định tượng tự tương quan Ho: Mô hình tượng tự tương quan H1: Mô hình có tượng tự tương quan  Kiểm định d Durbin-Watson: estat dwatson Durbin-Watson d-statistic( 8, 1260) = 1.890439 estat durbinalt Durbin's alternative test for autocorrelation lags(p) | chi2 df Prob > chi2 -+ | 3.756 0.0526 H0: no serial correlation Nhận xét: Prob > chi2 = 0.0526>0.05 => Chấp nhận giả thiết Ho Kết luận: mô hình tượng tự tương quan  Kiểm định BG: estat bgodfrey Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) | chi2 df Prob > chi2 -+ | 3.772 0.0521 H0: no serial correlation Nhận xét:Prob > chi2 = 0.0521>0.05 => Chấp nhận giả thiết Ho Kết luận: mô hình tượng tự tương quan 17  Kiểm định Archlm: estat archlm LM test for autoregressive conditional heteroskedasticity (ARCH) lags(p) | chi2 df Prob > chi2 -+ | 0.017 0.8958 H0: no ARCH effects vs H1: ARCH(p) disturbance Nhận xét: Prob > chi2 = 0.8958>0.05 => Chấp nhận giả thiết Ho Kết luận: mô hình tượng tự tương quan 2.Đa cộng tuyến a.Phát đa cộng tuyến Cách 1: Ta có ma trận tương quan biến sau: corr exper union female married smllcity service educ (obs=1260) | exper union female married smllcity service educ -+ exper | 1.0000 union | 0.0898 1.0000 female | -0.2472 -0.1000 1.0000 married | 0.2556 0.0536 smllcity | -0.0744 -0.0181 service | educ | -0.0573 -0.1862 -0.1036 -0.3192 -0.0960 1.0000 0.0018 0.2680 0.0091 -0.0119 -0.0751 -0.0477 0.0321 0.0501 Nhận xét:Không có biến nào>0.8(hoặc 80%) 18 1.0000 1.0000 0.3016 1.0000 Kết luân:Mô hình tượng đa cộng tuyến Cách 2: Dùng lệnh VIF vif Variable | VIF 1/VIF -+ -female | 1.26 0.796015 service | 1.20 0.830814 educ | 1.16 0.862166 exper | 1.16 0.862765 married | 1.16 0.864467 union | 1.03 0.975065 smllcity | 1.01 0.992232 -+ -Mean VIF | 1.14 Nhận xét:Mean VIF chi2 = 0.0000 19 Nhận xét: Ta thấy Prob > chi2 = 0.0000 < 5% nên bác bỏ giả thiết Ho Kết luận: mô hình có tượng phương sai sai số thay đổi  Kiểm định White: imtest,white White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity reg wage exper union=female married smllcity service educ,robust chi2(30) 48.38 Linear regression Prob > chi2 = Number of obs = 0.0182 1260 7, 1252) = 75.92 Cameron F( & Trivedi's decomposition of IM-test Prob > F = 0.0000 Source | chi2 df p R-squared = 0.1991 -+ Heteroskedasticity 48.38 30 0.0182 Root MSE =| 4.1826 Skewness | 10.47 0.1637 | Robust Kurtosis | 1P>|t| 0.2549[95% Conf Interval] wage | Coef Std Err.1.30 t -+ -+ Total | 60.14 38 0.0125 exper | 0795599 0102635 7.75 0.000 0594244 0996954 union | 7471276 female | -2.180742 3206052 2.33 0.020 1181449 1.37611 -2.673073 -1.688411 Nhận xét:Ta thấy Prob > chi2 = 0.0182< 0.05 nên bác bỏ giả thiết Ho .2509511 Kết luận:mô hình married | 6711162 educ | _cons | -.5613534 495794 -1.080106 0.000 có 2466023 tượng phương sai số thay đổi 2.72 sai 0.007 1873169  Khắc |phục phương smllcity -.1062879 service | -8.69 1.154915 sai.2374973 thay đổi: -0.45 0.655 -.5722246 3596487 3278776 -1.71 0.087 -1.204604 0818967 0419694 6184062 20 11.81 -1.75 0.000 0.081 4134558 -2.293332 5781322 1331209 21 KẾT LUẬN Có nhiều yếu tố ảnh hưởng đến mức lương trung bình người lao động như: giới tính, trình độ học vấn, số năm kinh nghiệm…nhưng yếu tố ảnh hưởng nhiều đến tiền lương người lao động theo “unio”: (khả làm việc nhóm) Điều dễ hiểu khả làm việc nhóm tốt thể bạn người có kỹ năng, giao tiếp tốt, có ốc sáng tạo có lực làm việc Khi nhóm bạn hoạt động hiệu quả, lực làm việc bạn đánh giá cao=> mức lương cải thiện Ngoài chúng em rút kết luận sau: Nam giới trung bình có lương cao nữ giới Có thể giải thích nam giới có sức khỏe nữ giới, họ làm khối lượng công việc lớn Khả tập trung nam giới cao dẫn đến hiệu làm việc tốt nữ giới Trình độ học vấn Số năm kinh nghiệm làm việc nhiều tiền lương cao chúng thể trình độ khả làm việc bạn, trình độ học vấn bạn cao đương nhiên bạn nhận nhiều tiền lương Những yếu tố hầu hết phù hợp với dự đoán ban đầu chúng em Nhóm chúng em có đề xuất sau: Muốn trường có mức lương tốt, bạn sinh viên phải cố gắng nâng cao trình độ học vấn mình, rèn luyện kỹ mềm, đặc biệt kỹ làm việc nhóm Các bạn nâng cao số năm học cách học thêm cao học hay du học nước Chuẩn bị cho tảng kiến thức tốt chìa khóa thành công cho bạn sau Bên cạnh đó, việc nâng cao kinh nghiệm làm việc yếu tố tiên Nếu kinh nghiệm nhiều, mức độ am hiểu ngành nghề, công việc cao khả giải công việc hiệu Các bạn nâng cao 22 kinh nghiệm cách thực tập công ty hay học hỏi từ người thân, bạn bè Trong trình thực đề tài này, nhóm chúng em nhận giúp đỡ nhiệt tình cô giáo môn, bạn sinh viên trường với đoàn kết nhóm Chúng em xin gửi lời cảm ơn chân thành đến cô bạn Trong trình làm tiểu luận, dù cố gắng chắn không tránh khỏi sai sót, kính mong cô góp ý để nhóm chúng em hoàn thiện báo cáo Chúng em xin chân thành cảm ơn cô! 23 TÀI LIỆU THAM KHẢO 1) − Sách, giáo trình Nguyễn Quang Dong, giáo trình “bài giảng kinh tế lượng”, nhà xuất giao − thông vận tải, Hà Nội, 1998 Nguyễn Cao Văn, Trần Thái Ninh, giáo trình “lý thuyết xác suất thống kê 2) toán”, nhà xuất Khoa học Kỹ thuật, 1996 Các trang web http://timtailieu.vn/tai-lieu/de-tai-nhung-yeu-to-anh-huong-den-diem-trungbinh-hoc-tap-cua-sinh-vien-5364/ http://123doc.vn/doc_search_title/138588-ung-dung-kinh-te-luong-trong-phantich-nghien-cuu.htm http://tailieu.vn/tag/tai-lieu/kinh%20t%E1%BA%BF%20l%C6%B0%E1%BB %A3ng.html http://qtkd.tdt.edu.vn/index.php/tai-lieu-hoc-tap/118-tai-lieu-hoc-tap/718-baiging-mon-kinh-t-lng http://vidac.org/en/khoa-hoc/khoa-hoc-co-ban/86-phan-tich-so-lieu-dinh-luongvoi-phan-mem-stata.html 24 ... LUẬN Có nhiều yếu tố ảnh hưởng đến mức lương trung bình người lao động như: giới tính, trình độ học vấn, số năm kinh nghiệm…nhưng yếu tố ảnh hưởng nhiều đến tiền lương người lao động theo “unio”:... tài: Các yếu tố ảnh hưởng đến tiền lương người lao động theo giờ chúng em tiến hành chọn file beauty để nghiên cứu nhằm giúp bạn sinh viên có cách nhìn tổng quan vấn đề Tiền lương người lao động. .. giải câu hỏi “Tại người lao động A lại có mức lương cao người lao động B?” hay “những nguyên nhân dẫn đến việc tiền lương tăng hay giảm, yếu tố ảnh hưởng đến mức lương người lao động? ” nhóm chúng