PHAÀN I:

PHAÀN I GV VOÕ PHÖÔÙC HAÄU PHAÀN I MOÂ HÌNH KINH TEÁ NHAÂN QUAÛ HAØM HOÀI QUY CÔ SÔÛ PHAÂN TÍCH HOÀI QUY CUÛA MOÂ HÌNH Hoài quy laø coâng cuï cô baûn ñeå ño löôøng kinh teá Phaân tích hoài quy ño löôø[.]

GV VÕ PHƯỚC HẬU PHẦN I: MÔ HÌNH KINH TẾ NHÂN QUẢ HÀM HỒI QUY CƠ SỞ PHÂN TÍCH HỒI QUY CỦA MÔ HÌNH Hồi quy công cụ để đo lường kinh tế Phân tích hồi quy đo lường mối liên hệ phụ thuộc biến (gọi biến phụ thuộc hay biến giải thích) với hay nhiều biến khác (được gọi biến độc lập hay biến giải thích) Phân tích hồi quy tiến hành bước sau: Bước 1: Xác định nêu giả thiết mối quan hệ biến kinh tế Sử dụng kỹ thuật ước lượng hồi quy tuyến tính phương pháp bình phương bé (OLS – Ordinary Least Squares) dựa ba giả thiết mô sau: I Mối quan hệ Y Xi tuyến tính (theo tham số) II Xi biến số ngẫu nhiên giá trị không đổi, cố định Ngoài tương quan hoàn hảo hai hay nhiều biến độc lập III Số hạng sai số có giá trị kỳ vọng không phương sai không đổi (là số) cho tất quan sát tức E(i) = E(i2) = Các biến số ngẫu nhiên I độc lập mặt thống kê Như vậy, E(ij) = với i  j Số hạng sai số phân phối chuẩn Bước 2: Thiết lập mô hình toán học để mô tả quan hệ biến số Như trình bày phương trình hồi quy sử dụng dạng tuyến tính: Y = 0 + 1X1 + 2X2 + 3X3 + … + nXk +  Y : biến số phụ thuộc Xi : biến số phụ thuộc ( i = 1,2,…,k) i : hệ số ước lượng ( i = 0,1,2,…,k)  : sai số mô hình Bước 3: Ước lượng tham số mô hình (i) Các ước lượng giá trị thực nghiệm tham số mô hình Ngoài ra, theo lý thuyết kinh tế lượng, giả thiết mô hình thỏa, GV VÕ PHƯỚC HẬU hàm ước lượng i hàm ước lượng tuyến tính tốt không thiên lệch (BLUE – Best Linear Unbiased Estimation) Bước 4: Kiểm định giả thiết đặt Bước 5: Phân tích mô hình CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ TỐI ƯU HÓA CÓ ĐIỀU KIỆN - Dạng tổng quát Giả sử hàm kinh tế có dạng tổng quát sau: Y = f(X1,X2,…,Xn) Subject to: K = g(X1, X2, …, Xn) Dùng phương pháp Lagrange để tìm cực trị hệ số Hệ số L = f(X1, X2, …, Xn) +  (g(X1, X2, …, Xn) – K) Điều kiện thứ (FOC) frist order condition: L 0  X 1* X L 0  X 2* X … L 0  X n* X n Điều kiện thứ hai (SOC) second order condition:  L    f11 =   X  , X  L    f12 =   X  ,… X  L    f1n =   X  X n  L  f21 =   X X   ,  L  f22 =   X X    ,…  L  f2n =   X X n      ,  L  fn2 =   X n X    ,…  L  fnn =   X n X n    …  L  fn1 =   X n X Từ ta có: H1 = f 11 GV VÕ PHƯỚC HẬU  f11 f12 f1n   f f f  21 22 n  H =      f n1 f n2 f nn  Coù hai trường hợp xảy ra: * Trường hợp 1: Hàm số Y = f(X1, X2, …, Xn) đạt cực đại Xi* nếu: H   H  (i = 1,2,…,n) * Trường hợp 2: Hàm số Y = f(X1, X2,…,Xn) đạt cực tiểu Xi* neáu: H   H  (i = 1,2,…,n) Trong định thức cấp i tính sau:  Nếu n = => H1 = f 11  Neáu n = => H2 = f11 f12 f21 f22 = f22* f11 – f21* f12  Nếu n = 3 GV VÕ PHƯỚC HAÄU f11 f12 f13 => H3 = f11 f 22 f 23 = f11* f22*f33 + f12* f23*f31 + f21* f32*f13 – f31* f22*f13 – f11* f32*f23 – f33* f 31 f 32 f 33 f21*f12 - Tối đa hóa sản lượng có điều kiện: Trong điều kiện nguồn vốn hạn hẹp việc thực tối đa hóa sản lượng gặp nhiều khó khăn Bởi muốn tôm phát triển tốt mức sản lượng cao đầu tư chăm sóc đầy đủ Do để thực điều đòi hỏi người dân phải biết tính toán lượng hóa yếu tố tác động đến sản lượng tôm cách hợp lý Nhằm tránh lãng phí đạt hiệu kinh tế cao Giả sử phương trình hàm sản xuất tôm cho yếu tố đầu vào có X i (i = 1,2,…,n) có dạng: Y = f(X1, X2,…Xn) Subject to: K = P1*X1 + P2*X2 +… +Pn*Xn Dùng kỹ thuật Larange để giải toàn ta mức đầu vào X 1*, X2*, …, Xn* mức sản lượng Y = f(Xi*) Ý nghóa: mức đầu vào X1*, X2*, …, Xn* ta thu mức sản lượng tối đa từ việc nuôi tôm - Tối đa hóa lợi nhuận Phương trình hàm lợi nhuận có dạng: * = P*Y - Pi* Xi – FC Subject to: Y0 = f(Xi) Trong đó: (với i = 1,2,…,n)  : lợi nhuận P : giá đầu Pi : giá yếu tố đầu vào (với i = 1,2,…n) Cùng với thuật toán Larange giải phương trình ta nghiệm X 1*, X2*, …, Xn* lượng đầu vào Y* mức lợi nhuận * Ý nghóa: Tại mức đầu vào X1*, X2*, …, Xn* ta thu mức lợi nhuận tối đa từ việc nuôi tôm GV VÕ PHƯỚC HẬU PHẦN II: LÝ THUYẾT SẢN XUẤT VÀ ƯỚC TÍNH NĂNG SUẤT LÝ THUYẾT SẢN XUẤT Trong kinh tế sản xuất truyền thống cho suất hàm đất đai, lao động vốn, phân tích suất đại bao gồm biến khác vốn nhân lực, vốn tự nhiên Do đó, hàm kinh doanh sản xuất đại có hàm thể chi tiết sau: Y = f(X, Z, M, E) Ở đây: Y = suất X = biến đầu vào biến đổi Z = biến đầu vào cố định M = đầu vào quản lý E = chất lượng môi trường Cobb and Douglas (1928) quan sát dạng logarit đầu đầu vào số liệu tổng thấy xuất dạng tuyến tính, hàm biểu diễn sau: lnyit = lno + 1lnxlit + jlnzjit +1lnMt +klnEt Nhưng nhà kinh tế bắt đầu nhận thấy vài hạn chế mô hình đưa mô hình lựa chọn khác Một vài mô hình có triển vọng mô hình hàm siêu việt, hàm co dãn thay cố định (CES) hàm translog Những phát triển dạng hàm phản ánh hiểu biết dạng hàm phân tích sản xuất ngày tăng lên hàm phân tích sản xuất buộc phải hạn chế đến mối quan hệ kinh tế bao xung quanh mối quan hệ hành vi tương ứng Các hàm cung đầu cầu đầu vào Hàm Cobb-Douglas có ưu điểm đơn giản, bị hạn chế đưa vào số hạn chế co dãn thay đơn vị, co dãn sản xuất cố định, co dãn cầu nhân tố cố định PHƯƠNG PHÁP GV VÕ PHƯỚC HẬU Khái niệm tính toán suất suất nhân tố tổng (TFP), tỷ số số đầu tổng số đầu vào tổng Sự thay đổi TFP phân chia thành thành phần thay đổi hiệu kỹ thuật, quy mô thay đổi công nghệ Tiếp cận tính toán tăng trưởng sử dụng biện pháp số số TFP để lượng hóa thành phần thay đổi suất Nhưng tiếp cận kinh tế sử dụng để ước tính thành phần TFP sử dụng hàm sản xuất, hàm chi phí hàm lợi nhuận Các nguồn tăng trưởng suất (1) Quy mô đầu vào – Một tăng lên đầu vào kết tăng trưởng đầu ra, điều kiện khác không đổi (2) Thay đổi công nghệ – kết nghiên cứu khuyến nông, thay đổi công nghệ mang lại tăng lên đầu Có hai loại thay đổi công nghệ: loại nghiêng loại không nghiêng Sự thay đổi công nghệ bị chệch ảnh hưởng tới suất theo đầu vào đó, thay đổi công nghệ không bị chệch có ảnh hưởng trung tính sử dụng đầu vào dịch chuyển hàm sản xuất theo hướng song song (3) Hiệu kỹ thuật – Sự tăng lên đầu thay đổi quy mô đầu vào, mà kết quản lý hiệu đầu vào Năng suất tăng lên ví dụ phân bón bón thời điểm với lượng thích hợp,v.v… Đôi suất ảnh hưởng chất lượng nguồn lực nông nghiệp đất đai nguồn nước Do đó, số phân tích suất, yếu tố bên suy thoái nguồn lực nguyên nhân dẫn đến giảm suất GV VÕ PHƯỚC HẬU Đồ thị Phân tích suất không gian Đầu vào – đầu YI = Đường suất người nông dân làm tốt YII = Đường suất nông dân bình quân Đồ thị Phân tích suất quan hệ đầu vào – đầu vào GV VÕ PHƯỚC HẬU Các phương pháp đo nguồn tăng trưởng suất Đồ thị phản ánh mối quan hệ sản xuất mối quan hệ Đầu vào – đầu mối quan hệ đầu vào – đầu vào Đồ thị thay đổi công nghệ dịch chuyển đường cong bên ngoài, xa Hiệu kỹ thuật phản ánh điểm đường yI Một người nông dân sản xuất theo đường cong yI đạt hiệu cao so với người nông dân sản xuất đường cong yII, người nông dân sản xuất đường yI sản xuất lượng sản phẩm lớn với đầu vào a Phương pháp tính toán thay đổi công nghệ Thay đổi công nghệ dịch chuyển đường cong sản xuất thay đổi công nghệ không đổi theo quy mô (ví dụ giống) thay đổi công nghệ bị chệch (ví dụ máy móc) Chúng ta xác định thay đổi kỹ thuật trung tính việc cộng thêm vào biến giả tọa độc gốc vào phương trình hàm sản xuất, cụ thể là: lnyit = lno + 1lnxlit + jlnzjit + lMl + klnEj + T Còn cách ước tính thay đổi công nghệ bị chệch cách đưa thêm vào phương trình hàm sản xuất độ dốc giả vào đầu vào bị ảnh hưởng công nghệ mới, cụ thể là: lnyit = lno + 1lnxlit + Tlnxjit + jlnzjit + llnMt + klnEt b Ước tính hiệu kỹ thuật Phi hiệu kỹ thuật xác định sai lầm thất bãi việc sản xuất đầu tối ưu (sản xuất đường biên) với lượng đầu vào kỹ thuật coi phần bị sản xuất Có nhiều nghiên cứu áp dụng hàm đường bao ước tính hiệu kỹ thuật Đa số nghiên cứu áp dụng nghiên cứu lúa gạo (Kalirajan and Shand, 1989, Battese and Coelli, 1992, Rola and Alejandrino, 1993 tác giả khác) Ví dụ trích từ nghiên cứu Bacayag and Rola (2001) Trong trường hợp trang trại trồng ngô, người nông dân có kỹ thuật tương đối giống có môi trường đất đai khác Những thất bại nông dân đạt đến đường biên cao thông thường số nguyên nhân sau: a) Quản lý trồng không hiệu người nông dân b) Đất đai trang trại họ bị giảm cấp GV VÕ PHƯỚC HẬU Bởi vậy, thách thức phải đưa thêm ước tính phi hiệu kỹ thuật người nông dân trồng ngô kỹ thuật tách riêng ảnh hưởng nhân tố khác nhau, đặc biệt chất lượng đất Nếu chung ta ký hiệu um lượng sản phẩm bị quản lý trồng không hiệu us phần sản lượng suy giảm chất lượng đất tổng lượng ui tính độ lệch sản xuất trang trại cụ thể với đường biên hiệu quả: Ui = um + us Áp dụng khái niệm Coelli, Perelman and Romano (1996), hai thành phần ước lượng theo nguyên tắc hiệu kỹ thuật Hàm sản xuất dạng Translog biến đổi từ ngẫu nhiên (Fuss, McFadden and Mundlak, 1978) sử dụng để tạo hiệu kỹ thuật phân loại trang trại riêng biệt sử dụng số liệu theo khối (theo Cornwell et al 1990, Kumbhakar, 1990) Để ước tính um and us trường hợp cân nhắc: Trường hợp A Trong phần miêu tả mô hình, có giả sử đưa môi trường đất đai ảnh hửơng tới hàm sản xuất hộ nông dân chịu điều kiện đất đai khác Trong trường hợp này, nhân tố đất đai đưa trực tiếp vào hàm sản xuất biến độc lập Do đó, độ lệch so với đường hiệu sản xuất cao ảnh hưởng việc quản lý trồng (u m) hàm sản xuất thể sau: lnyit = o + 1lnxlit + jlnxjit + ljlnxlitlnxjit + lkEkitlnxlit + jkEkitlnxjit + kEkit + it Ở : yit = sản lượng tạo trang trại thứ i giai đoạn t i = 1,2,3… n trang trại t = 1,2,3… t giai đoạn xlit = đầu vào biên dốc thứ trang trại thứ i giai đoạn t l = 1,2,3… L đầu vào xlit = đầu vào cố định thứ I trang trại thứ i giai đoạn t Ở j = 1,2,3…J đầu vào Ekit = nhân tố k ảnh hưởng đến đặc tính đất đai trang trại i giai đoạn t k = 1,2,3,…K nhân tố it = vit – umit (sai số kết hợp) vit = biến ngẫu nhiên ước tính sai số, số ngẫu nhiên ảnh hưỡng thống kê khác trang trại i giai đoạn t GV VÕ PHƯỚC HẬU umit = không hiệu kỹ thuật (năng suất bị mất) việc quản lý hiệu trang trại i thời kỳ t Theo Aigner, Lovell and Schmidt (1977), biến ảnh hưởng đối xứng ngẫu nhiên vit giả sử có dạng phân phối đồng độc lập N(0,v2) Phần umit ảnh hưởng phi hiệu kỹ thuật không âm phần suất bị kết quản lý người nông dân giả sử phân phối phụ thuộc bị chặn (tại 0) phân phối chuẩn với độ biến động um2 Trường hợp B Trong phần diễn giải mô hình này, có giả sử trang trại canh tác điều kiện đất đai tốt khu vực, đó, lượng sản xuất (không hiệu kỹ thuật) yếu tố quản lý yếu tố đất đai Do nhân tố ảnh hưởng tới đặc tính đất đai ảnh hưởng tới mức độ phi hiệu kỹ thuật uit không ảnh hưởng tới loại, dạng kỹ thuật sản xuất Do vậy, hàm sản xuất thể sau: (3) lnyit = o + llnxlit + jlnxjit + ½ ljlnxlitlnxjit + it Ở đây: it = vit – uit (sai số kết hợp) vit = biến ngẫu nhiên sai số ước lượng, số ngẫu nhiên ảnh hưởng thống kê khác trang trại i giai đoạn t uit = không hiệu kỹ thuật (lượng mất) quản lý nhân tố môi trường đất đai trang trại i giai đoạn t Như trường hợp A biến nhiều đối xứng ngẫu nhiên v it giả sử có phân bố đồng phụ thuộc N(0, v2) Còn thành phần uit ảnh hưởng phi hiệu kỹ thuật không âm phần bị kết quản lý không hiệu người nông dân điều kiện đất đai trang trại họ với giả sử hàm phân phối phụ thuộc tăng dần từ phần bị chặn (tại 0) phân phối chuẩn tắc với độ biến động u2 Các biến khác xác định trường hợp A Các tham số chưa biết hai hàm sản xuất (phương trình 3) xác định đồng thời sử dụng ước lượng phương pháp chọn giá trị cho phép xác suất tối đa (MLE) Điều thực cách sử dụng chương trình FRONTIER Version 4.1 (Coelli, 1994) Chương trình sử dụng tham số 2 = v2 + u2 and  = u2/  phải nằm (Coelli, et al., 1996) Trong trường hợp phi hiệu kỹ thuật umit uit tính toán sau: (4) umit = E[exp(-umit)/it vaø (5) uit = E[exp(-uit)/it 10 ... mức đầu vào X1*, X2*, …, Xn* ta thu mức lợi nhuận tối đa từ việc nuôi tôm GV VÕ PHƯỚC HẬU PHẦN II: LÝ THUYẾT SẢN XUẤT VÀ ƯỚC TÍNH NĂNG SUẤT LÝ THUYẾT SẢN XUẤT Trong kinh tế sản xuất truyền thống