0846 chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế và việc làm ở việt nam tiếp cận theo phương pháp nhân quả granger

( Ph ạ m Th ị Lý và c ộ ng s ự Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 2 6 3 7 3 7 ) CHUYỂN DỊCH CƠ CẤU NGÀNH KINH TẾ VÀ VIỆC LÀM Ở VIỆT NAM TIẾP CẬN THEO PHƯƠNG PHÁP NHÂN QUẢ GRANGE[.]

26 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 26-37 CHUYỂN DỊCH CƠ CẤU NGÀNH KINH TẾVÀ VIỆC LÀM ỞVIỆT NAM: TIẾP CẬN THEO PHƯƠNG PHÁP NHÂN QUẢGRANGER PHẠM THỊ LÝ Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh - ptly@ueh.edu.vn NGUYỄN THỊ ĐƠNG Học viện Ngân hàng – Phân viện Phú Yên - dong283vn@yahoo.com (Ngày nhận: 13/04/2017; Ngày nhận lại: 02/06/2017; Ngày duyệt đăng: 04/08/2017) TÓM TẮT Mục đích nghiên cứu kiểm định mối quan hệ chuyển dịch cấu ngành kinh tế việc làm Việt Nam Thông qua liệu thống kê cấu ngành kinh tế việc làm 35 tỉnh thành nước giai đoạn 1998 - 2013, kết hợp với việc sử dụng phương pháp nhân Granger, kết nghiên cứu cho thấy chuyển dịch cấu ngành kinh tế có tác động tích cực đến việc làm, chiều ngược lại, ảnh hưởng việc làm đến chuyển dịch cấu ngành kinh tế chưa thể cách mạnh mẽ Từ khóa: chuyển dịch cấu ngành kinh tế; nhân Granger; việc làm Economic structural change and employment in Vietnam: A Granger causality approach ABSTRACT The purpose of this study is to examine the relationship between economic structural transformation and employment in Vietnam Based on analyzing statistical data on economic structure and employment of 35 provinces across the country in the 1998-2013 period using the Granger causality method, the results show that economic structural change has a positive impact on employment On the other hand, employment only has a minor influence on economic structural transformation Keywords: economic structural transformation; employment; Granger causality Giới thiệu Nền kinh tế Việt Nam sau gần 30 năm đổi chuyển biến theo hướng kinh tế công nghiệp đại với cấu ngành kinh tế từ nơng nghiệp đóng vai trị chủ lực sang cơng nghiệp dịch vụ vị trí đầu tàu, thể qua t trọng ngành n ng nghiệp – c ng nghiệp – ịch vụ năm năm chuyển từ – – ang – – Tổng cục thống , , ng với thay đổi cấu ngành kinh tế việc làm tạo nhiều hơn, đồng thời t lệ lao động độ tuổi qua đào tạo, có tri thức khoa học công nghệ nước ta 26 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 26-37 cải thiện, tăng từ ,3 năm ln , năm Tổng cục Thống , , đáp ứng phần nhu cầu lao động chất lượng cao cho kinh tế, góp phần nâng cao thu nhập ổn định đời ống ã hội hư vậy, nh n nhận góc độ trực quan, h nh tr nh chuyển ịch cấu góp phần th c đ y tăng trưởng inh tế, cải thiện uất mở nhiều hội việc làm cho người lao động Tuy nhi n, để nhận định trực quan chấp nhận, cần phải có ự iểm chứng cách hoa học l thuyết l n thực ti n o đó, nghi n cứu ẽ ụng phương pháp nhân ranger Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 2637 27 hồi quy inh tế lượng để iểm định mối quan hệ chuyển ịch cấu ngành inh tế tăng trưởng việc làm iệt am Cơ sở lý thuyết cấu ngành kinh tế tương quan ngành tổng thể kinh tế, thể mối quan hệ hữu ự tác động qua lại số chất lượng ngành với cấu ngành kinh tế lu n thay đổi theo thời kỳ phát triển yếu tố hợp thành cấu không cố định Sự thay đổi định nghĩa theo nhiều cách hác nghĩa phổ biến li n quan đến chuyển dịch dài hạn bền bỉ cấu ngành kinh tế (Chenery & Syrquin, 1986; Syrquin, 0 Trong hi cấu kinh tế mô tả mối quan hệ t trọng tĩnh phận cấu thành thời điểm định chuyển dịch cấu mơ tả thay đổi động t trọng cấu thành o với trước cấu inh tế chuyển ịch, nghĩa có ự thay đổi t trọng ngành, ngành có t trọng tăng l n th nguồn lực ành cho ngành ẽ tăng l n ngược lại Theo đó, nguồn lực quan trọng cho phát triển inh tế lao động có ự i chuyển từ ngành thừa lao động ang ngành thiếu lao động để đáp ứng y u cầu ngành i her cho r ng hi inh tế phát triển th u hướng cầu ti u ng hàng hóa nguy n nhân hiến cấu ngành inh tế chuyển ịch theo hướng giảm t trọng n ng nghiệp, tăng t trọng c ng nghiệp ịch vụ Đồng thời, để đáp ứng cầu ti u ng hàng hóa c ng nghiệp ịch vụ ngày tăng, hi n ng nghiệp ngành àng thay lao động ng máy móc nhất, việc tăng cường sử dụng máy móc phương pháp trồng trọt tạo điều kiện cho người nông dân phát triển sản xuất, giúp giải phóng lực lượng lao động khỏi khu vực n ng th n để chuyển sang làm việc m i trường đại hơn, th lao động n ng nghiệp ẽ ần chuyển ịch ang hu vực c ng nghiệp ịch vụ uất phát từ cách nh n icar o ( giới hạn đất đai ự thừa lao động n ng nghiệp, e i hướng tới mục ti u th c đ y tăng trưởng, tạo nhiều việc làm cho inh tế thời ỳ đầu tr nh c ng nghiệp hóa ng cách chuyển hết lao động thừa từ hu vực n ng nghiệp ang hu vực c ng nghiệp, v theo e i , hu vực c ng nghiệp nơi tạo phần lớn cải vật chất cho inh tế hác với lập luận e i , oger on phân tích ự chuyển ịch cấu ngành inh tế ựa tr n hàm ản uất o – ougla n n ng coi hoa học c ng nghệ yếu tố trực tiếp mang tính định đến tăng trưởng hu vực n ng nghiệp, ự tiến ộ c ng nghệ làm cho uất i n lao động n ng nghiệp lu n lớn m c đất đai n ng nghiệp cố định o đó, hu vực c ng nghiệp phát triển ẽ cần nhiều lao động, ẽ g p ất lợi tr nh thực tăng trưởng tiếp tục thu h t lao động n ng nghiệp mà h ng đầu tư ản uất theo chiều âu iệt am, th ng qua phân tích ết điều tra oanh nghiệp nhỏ vừa, guy n Thị ành 00 nhận định ất ỳ ự chuyển ịch cấu inh tế, tự phát hay theo chương tr nh hành động hính phủ, có ảnh hưởng đến cấu việc làm Để tạo ước chuyển ịch cấu inh tế, hính phủ ẽ phải định hướng ngành mục ti u, ngành mũi nhọn, từ thực iện pháp, ách nh m tăng cường, ích thích đầu tư, đào tạo huấn luyện lao động thí điểm áp ụng c ng nghệ iệc phát triển ngành inh tế mũi nhọn động lực éo theo ự phát triển ngành có li n quan đến hoạt động ngành inh tế mũi nhọn, n đến ố lượng việc làm tạo nhiều Đi c ng với ự gia tăng việc làm ngành mũi nhọn ự 28 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 26-37 phá ản ố ngành yếu hơn, việc làm lại ị giảm ết ự thay đổi ao ẽ việc làm ngành này, tăng việc làm ngành hác o ố lượng việc làm inh tế tạo nhiều hay t y thuộc vào chuyển ịch làm gia tăng hội ngành ụng nhiều lao động o áp ụng c ng nghệ vừa phải, hay ụng nhiều vốn o áp ụng c ng nghệ cao h n chung, nghi n cứu l thuyết đề cập tr n cho thấy chuyển ịch cấu ngành inh tế tr nh tất yếu phát triển inh tế, thường i n trước lu n đòi hỏi việc tái phân ổ li n tục lao động để đáp ứng nhu cầu việc làm, n đến cấu lao động chuyển ịch theo h ng nghi n cứu tr n góc độ l thuyết, chuyển ịch cấu ngành inh tế việc làm phân tích thực ti n nước th ng qua nhiều phương pháp hác ro hen otter S 003 ng iểu đồ, đồ thị để phân tích ố liệu thống thất nghiệp, vị trí việc làm, cấu inh tế gắn với giai đoạn trước au hi i n uy thoái inh tế - 1992 2001 003 Mỹ ghi n cứu ự hác iệt vị trí tính chất việc làm ngành c ng nghiệp au hủng hoảng, hầu hết ố việc làm tạo nguồn từ c ng ty thành lập hoạt động lĩnh vực c ng nghiệp với lao động đào tạo Điều chứng tỏ tăng trưởng việc làm au hủng hoảng h ng phải nguồn từ ự phục hồi inh tế, mà nguồn từ ự thay đổi cấu ngành inh tế giai đoạn phục hồi Từ đó, nhóm tác giả ết luận r ng thay đổi cấu inh tế đóng vai trị quan trọng vấn đề tạo việc làm cho inh tế Sử ụng phương pháp phân tích chuyển ịch t trọng ngành hay gọi phương pháp SS để đo lường tác động chuyển ịch cấu ngành inh tế đến chất lượng việc làm th ng qua uất lao động, Ark B V (1995), Fagerberg J ( 000 , Timmer M S irmai 000 ựa tr n nhiều ộ ố liệu nước hác đa ố có chung ết luận chuyển ịch cấu có tác động mạnh mẽ đến tăng trưởng uất lao động hi inh tế giai đoạn đầu tr nh c ng nghiệp hóa guy n Thị Tuệ nh 00 , guy n uốc Tế guy n Thị Đ ng ụng phương pháp SS để phân tích cho trường hợp iệt am đến ết luận tương tự, nghĩa tr nh c ng nghiệp hóa, đại hóa đất nước, ự chuyển ịch cấu ngành inh tế, đ c iệt từ n ng nghiệp ang c ng nghiệp có tác động th c đ y tăng uất lao động, tạo việc làm cách mạnh mẽ cho hai hu vực Đinh hi ổ ụng m h nh hồi quy tuyến tính đơn để iểm định mối quan hệ chuyển ịch cấu inh tế chuyển ịch cấu lao động iệt am giai đoạn - , ết iến chuyển ịch cấu inh tế ảnh hưởng c ng chiều đến iến chuyển ịch cấu lao động với độ tin cậy tr n Đồng thời ng ụng th m phương pháp nhân ranger để phân tích đưa ết luận cấu ngành inh tế nguy n nhân hiến cấu lao động ịch chuyển ng nghi n cứu mối quan hệ chuyển ịch cấu inh tế chuyển ịch cấu lao động, guy n Thị Đ ng hạm Thị lại ụng phương pháp vector hệ ố co giãn để tính toán co giãn việc làm theo tốc độ chuyển ịch cấu ngành inh tế iệt am thời ỳ hóm tác giả nhận định co giãn việc làm theo tốc độ chuyển ịch cấu ngành inh tế iệt am giai đoạn đầu thời ỳ nghi n cứu nhỏ, đạt 0, , phần phản ánh đ ng thực trạng n ng th n truyền thống, ngại đổi hưng ể từ Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 2637 29 hi có ch nh lệch mức sống, m i trường sống hai hu vực n ng nghiệp – c ng nghiệp, th hệ số đầu có thay đổi tích cực, lớn từ sau năm 000 Phương pháp nghiên cứu hương pháp iểm định nhân ranger sử dụng viết nham đo lường mối quan hệ chuyển dịch cấu ngành kinh tế việc làm Đây phương pháp há đơn giản thực tế để chứng minh rang liệu có tồn hay không tồn mối quan hệ chuyển dịch cấu ngành kinh tế việc làm Việt Nam, có tồn mối quan hệ kiểm định nhân Granger giải thích chuyển dịch cấu ngành kinh tế nguyên nhân gây thay đổi việc làm hay việc làm nguyên nhân dan đến cấu ngành kinh tế dịch chuyển, hay hai yếu tố tr n có tác động qua lại lan Để kiểm định ranger ausality thực hiện, hai yếu tố chuyển dịch cấu ngành kinh tế tăng trưởng việc làm tính tốn định lượng dựa công thức sau: Đối với yếu tố tăng trưởng việc làm, gọi Lt số lao động làm việc thời điểm 1/7 năm thứ t th tăng trưởng việc làm vào năm t là: L − L Với x[io] x[it] ty trọng GDP (ho c ty trọng lao động) ngành i hai thời điểm t; n số lượng ngành kinh tế Nếu M I tính cho tồn n ngành kinh tế, th tốc độ chuyển dịch chung cấu ngành, M I sử dụng để tính cho số ngành (ví dụ n = 2), th ĩ nhi n cho biết tốc độ chuyển dịch ngành sang ngành mà Kiểm định mối quan hệ nhân Granger sử dụng rộng rãi để nghiên cứu ảnh hưởng nhân biến chuỗi thời gian Theo Granger (1969), thay đổi khứ dự đốn tương lai, ngược lại, khơng thể lấy tương lai để dự đốn lại g ảy khứ o đó, X gọi có tác động nhân đến Y Y giải thích tốt ang cách sử dụng liệu lịch sử X Y thay sử dụng liệu lịch sử Y Tuy nhiên, với đối tượng liệu quan sát chuỗi thời gian nên lý thuyết Granger kiểm định quan hệ nhân đơn vị định Để khắc phục m t hạn chế đồng thời làm cho kiểm định Granger thích hợp với nhiều dạng số liệu khác nhau, urlin enet ( 001) nghiên cứu ứng dụng liệu bảng để kiểm định quan hệ G (1) nhân Granger L hai biến X = t Y quan sát t−1 T thời gian (t = * 1,…,T) N đơn 0 % L Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 2637 29 Đối với yếu tố cấu ngành kinh tế, nghiên cứu sử dụng số Lilien chỉnh sửa (MLI – Modified Lilien Index) Stamer (Dietrich A, 2009; Ansari, Mussida & Pastore, 2013) để tính ty lệ chuyển dịch hang năm Đây (1) cơng thức tính tốc  x  x dịch x ln  độ chuyển x cấu ngành, bên cạnh công thức hác hệ số Cos Moore J (1978) hay số Stoi ov (1 ) Ưu điểm công thức MLI d sử dụng, d tính tốn van đảm bảo độ xác cao cách tính hác n i 1 vị riêng lẻ (i = 1, …,N) Thông qua kết hợp chuỗi theo thời gian quan sát theo không gian, kiểm định nhân liệu bảng hiệu so với nhân Granger liệu chuỗi thời gian lý sau: kiểm sốt  tính h ng đồng    đối tượng bảng; ( ) gia tăng độ xác ước lượng hồi quy liệu bảng thường có cỡ mau lớn; (3) giảm vấn đề xác định mơ hình (4) giảm khả thi n lệch tổng hợp ữ liệu chuỗi thời gian (Hurlin & Venet, 2001; Hurlin, 2004) Trong nghiên cứu này, X thay [it ] [io ] [it ] [io ] [it ] ] M L I = o,t , > x > 0; x ( ) [io bang biến chuyển dịch cấu ngành kinh tế 30 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 26-37 (gọi MLI) Y thay bang biến i ,t i it p i ,t k i i ,t k F = (RSS2 − RSS1) tăng trưởng việc làm (gọi GL) kiểm định nhân hai biến quan điểm Granger tiến hành dựa việc xem xét mô hình liệu bảng tuyến tính có dạng tổng qt sau: GL = ∑γ ( GL − + ∑ β k ) MLI − + v ( k ) (3) k =1 k = i Trong đó, vit = αi + εi,t với εi,t số hạng sai số, GLi,t MLIi,t biến dừng tương quan, t thời gian, i đại diện cho tỉnh Hệ số tự hồi quy γk hệ số độ dốcβk giả định / N p h R/ [N.T n c S− N S(1+ p) − p] ( ) Trong đó, SS1 tổng phần b nh phương mơ hình nghiên cứu khơng bị ràng buộc, RSS2 tổng phần b nh phương mơ hình nghiên cứu bị ràng buộc giả thuyết H0 (mơ hình khơng có có m t biến tre MLI với γ k không đồng tỉnh) không đổi theo tỉnh k số độ tre phương tr nh (3), giả thiết H0 theo Granger MLI khơng có tác động lên GL Do vậy, ho c nhiều hệ số ước 30 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 26-37 lượng biến tre MLI tác động có ý nghĩa thống kê lên GL th ch ng ta có sở để bác bỏ H0 kết luận rang MLI có tác động nhân lên GL Holtz et al (1985, 1988), Erdil & Yetkiner (2009), Hsiao (1989), Weinhold (1996), Nair-Reichert & Weinhold (2001), (2) Hurlin ( 00 , 01 ) thực kiểm định nhân Granger liệu bảng với Nếu giả thuyết HNC chấp nhận, biến MLI nguyên nhân gây GL tất tỉnh kiểm định nhân Granger kết thúc Ngược lại, giả thuyết HNC bị bác bỏ th tính đồng mau tiếp tục kiểm định bước (2) Giả thuyết nhân đồng (Homogeneous Causality- HC): Giả thuyết rang có tồn mối quan hệ nhân MLIi,t GLi,t tất tỉnh Giả thuyết không giả thuyết thay trường hợp là: H : ∀k ∈[1, p] / β0 k =β ,∀i ∈[1, N], ( k ) H : ∃k ∈[1, p], ∃(i, j) (k) k ∈[1, N] / β ≠ β nhiều cách tiếp cận khác Trong đó, cách tiếp cận Hurlin (2004, 2012) cách tiếp cận có phương pháp luận vững áp dụng nghiên cứu với bước kiểm định giả thuyết sau: (1) Giả thuyết phi i nhân đồng (Homogeneous Non Causality- HNC): Giả thuyết rang không tồn mối quan hệ nhân cho tất tỉnh Vì vậy, tất Thống kê sử dụng để kiểm định giả thuyết tính theo cơng thức: (RSS3 − (5) RSS F = ) / p(N −1) h RSS1 / [N.T c − N (1+ p) − p] hệ số độ dốc kết hợp với biến MLIi,t kiểm định bang cho tất đơn vị i độ tre k thông qua c p giả thuyết sau: H : β ( k ) =0,∀i ∈[1, N],∀k ∈[1, p] H : ∃(i, k ) / β (k) ≠ Thống kê sử dụng để kiểm định giả thuyết tính theo cơng thức: RSS3 tổng phần mơ hình nghiên cứu bị ràng buộc giả thuyết H0 (mơ hình có giá trị βik đồng tỉnh γik không đồng tỉnh) Nếu kiểm định khơng có nghĩa thống kê, tức giả thuyết HC chấp nhận kết luận i MLI nguyên nhân gây GL tất tỉnh Còn giả thuyết HC bị từ chối chứng tỏ không tồn mối quan hệ nhân cho tất đơn vị, hay nói cách khác, khơng có nhân đồng cho tỉnh Do đó, bước nghiên cứu kiểm định giả thuyết phi nhân khác biệt (3) Giả thuyết phi nhân khác biệt (Heterogeneo us Non CausalityHENC): Kiểm định HENC cho phép tồn số Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 2637 31 tất đơn vị riêng lẻ có mối quan hệ nhân hai biến nghiên cứu Vì vậy, mục đích kiểm định để ác định đơn vị có quan hệ nhân đơn vị quan hệ nhân với c p giả thuyết sau: H : ∃i ∈[1, N],∀k ∈[1, p] / βi H1 : ∀i ∈[1, N],∃k ∈[1, p] / β Thống kê tương ứng là: F (k) =0 ( k ) ≠ kinh tế lượng Ngoài ra, kết kiểm định Granger nhạy cảm với việc lựa chọn độ tre cho biến Nếu độ tre chọn bé độ tre thực sự, việc bỏ sót biến tre thích hợp làm chệch kết Ngược lại, lớn hơn, số biến tre khơng thích hợp làm cho ước lượng khơng hiệu Theo Hurlin (2004), số thời gian (ti) cho đối tượng phải thỏa mãn: ti> 5+ 2k, với k độ tre tối đa biến mô hình Ví dụ, số thời gian (RSS2,i − = ( mơ hình 14 RRSS1 ) / p h độ tre / [N.T − N S e ) n (1+ p) + S biến 1, c p] 2, ho c tối đa M t khác, việc tính tốn độ tre tối ưu RSS2,i tổng (LLC, 2002) ho c bình phương phần Im, Pesaran Shin mơ hình bị ràng (I S, 003)… để buộc giả thuyết chắn rang chúng có k khơng cho giá trị βi mối quan hệ ổn định tỉnh i Nếu giả lâu dài với thuyết HENC Theo Gujarati (2004, chấp nhận, tr969), biến kết luận khơng có khơng dừng có mối tồn mối quan tương quan với hệ GL MLI mối tương quan cho tỉnh i ngược mối tương lại quan giả Kiểm định nhân Granger phải thực sau kiểm tra tính dừng chuỗi (hiệp phương sai ừng) thông qua kiểm định nghiệm đơn vị Augmente Dickey – Fuller (Maddala Wu, 1999), Phillips – erron (Choi, 001) tính ừng theo liệu chéo đề xuất Levin, Lin Chu Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 2637 31 thực thơng qua tiêu chu n thông tin Akaike ho c Schwarz (AIC, SIC- Akaike or Schwarz information criterion) với điều kiện giá trị độ tre lựa chọn cho AIC ho c SIC nhỏ Nghiên cứu sử dụng chuỗi liệu cấu GDP theo ba ngành lớn Nông - Lâm - Thủy sản, Công nghiệp - Xây dựng Dịch vụ) lao động làm việc hàng năm 35 tỉnh thành nước giai đoạn 1998 2013 Giá trị thực GD tính theo năm gốc 2010 tất số liệu lấy từ Niên giám thống kê Việt Nam qua năm ì số liệu thống kê nhiều tỉnh thành thời kỳ nghiên cứu không thống ho c không đầy đủ nên tác giả chọn 35 tỉnh thành có số liệu đầy đủ để tính tốn ng Mơ tả thống kê ữ liệu nghiên cứu Số quan sát Trung bình Cao G D P (t ỷ đ n g ) 7, 8 L (ngư ời) M L I G L 67 87 79 5 , 5 , 408 925 1 , , Thấp Ðộ lệch chu n Skewness Kurtosis 3, 2 8, 5, 3, 130 275 , 532 206 , , 8 , , , , , , , 32 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 26-37 Kết quã nghiên cứu Ket quã kiem định nghi m đơn vị Kiểm định tính dừng cho chuỗi liệu bảng thể Bảng với kiểm định LLC (Levin, Lin Chu), IPS (Im, Pesaran Shin), ADF (Augmented Dickey – Fuller) PP (Phillips – Perron) Từ kết kiểm định Bảng cho thấy hai biến MLI GL dừng bậc gốc, I(0) với mức ý nghĩa Bãng Kết kiểm định nghiệm đơn vị cho liệu bảng B i ế n M L I G L L L C I P S A D F P P 10 676 (0 000 ) ( 0 ) ( 0 ) 166 01 (0 000 ) 289 30 (0 000 ) 224 93 (0 000 ) 558 52 (0 000 ) ( 0 ) Nguồn: Kết tính tốn tác giả từ số liệu Niên giám thống kê Việt Nam Việc lựa chọn độ tre tối ưu thực bang cách ứng dụng mơ hình vector tự hồi quy (VAR) cho hai biến nghiên cứu với độ tre tối đa Dựa tiêu chuan Bãng 32 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 26-37 thơng tin đề cập, mơ hình A tự động lựa chọn độ tre tối ưu cho mô hình nghiên cứu Ket quã kiem định nhân quã Granger Kết kiểm định giả thuyết phi nhân đồng (HNC) Đ ộ t r e M L I  G L * * * * * * 0 G L  M L I 4 * * * Ghi chú: ký hiệu ***, ** * thể mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% 10% Bảng trình bày kết kiểm định giả thuyết phi nhân đồng cho mối quan hệ hai biến nghiên cứu MLI GL Kết cho thấy giả thuyết chuyển dịch cấu ngành kinh tế nguyên nhân gây tăng trưởng việc làm bị từ chối cách Bãng mạnh mẽ hai độ tre lại chấp nhận độ tre Trường hợp ngược lại, tăng trưởng việc làm nguyên nhân dan đến chuyển dịch cấu ngành kinh tế không bị bác bỏ độ tre 3, mà bị bác bỏ độ tre Kết kiểm định giả thuyết nhân đồng (HC) Đ ộ t r e M L I  G L * * * * * * * * * G L  M L I Ghi chú: ký hiệu ***, ** * thể mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% 10% Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 2637 33 Sau giả thuyết HNC bị từ chối, kiểm định giả thuyết nhân đồng trình bày Bảng Kết cho thấy nhân theo hướng tăng trưởng việc làm tác động đến chuyển dịch cấu ngành kinh tế không bị bác bỏ độ tre nào, kết kiểm định nhân theo hướng từ chuyển dịch cấu ngành kinh tế đến tăng trưởng việc làm có mức nghĩa thống kê 5% ba độ tre khác Điều hàm ý rang có tồn quan hệ nhân khác hai biến nghiên cứu MLI GL đơn vị chéo (các tỉnh, thành phố) Do đó, bước nghiên cứu phải kiểm định nhân tỉnh riêng biệt ảnh hưởng MLI đến GL ngược lại Trước tiến hành kiểm định nhân riêng biệt, kiểm định tính ừng cho chuỗi ữ liệu cấp tỉnh thực hiện, kết chuỗi ữ liệu hai biến GL MLI ừng bậc gốc với mức nghĩa lớn 10 , đủ điều kiện để tiến hành kiểm định al Bãng Kết kiểm định giả thuyết phi nhân khác biệt (HENC) t1 MLI  GL ttt2 GL  MLI tt2 96 21 34 52 92 Nam Định 01 54 23 58 * 41 Ninh Bình 21 ** * Hà Giang 04 ** Cao Bang 55 ** Lào Cai 23 21 ** * 83 ** 14 * 46 12 ** * 92 * * 0 47 32 05 08 00 05 21 * 66 Bắc Cạn 86 98 0 0 0 23 26 S T T Đ n v ị Bắc Ninh 29 * 31 01 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 2637 33 Thái Nguyên 91 54 31 Lạng Sơn 16 94 Phú Thọ 49 * 09 60 87 1 Lai Châu Sơn La 89 * 20 69 55 ** 12 Thanh Hóa 60 22 85 Hà Tĩnh 30 ** * 16 ** 78 * 11 * 11 79 * 28 ** * Quảng Bình 53 ** Quảng Trị 25 ** Thừa Thiên 45 Huế ** Quảng Nam 54 Bình Định 06 23 80 30 88 ** 03 00 70 0 1 * * * * 57 09 93 * 95 76 21 03 19 65 * 60 64 66 24 41 0 53 54 55 * 17 34 43 21 64 35 83 34 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 26-37 STT Đơn vị MLI  GL GL  MLI t-1 t-2 t-3 t-1 t-2 t-3 20 Phú Yên 19.9*** 5.22** 2.43 6.63** 0.87 1.00 21 Bình Thuận 12.0*** 4.42* 3.15 1.26 1.84 0.98 22 Kon Tum 0.01 0.08 0.14 0.58 0.12 1.94 23 Gia Lai 6.14** 3.91** 3.03 0.31 0.43 1.34 24 Dak Lak 0.01 0.32 0.74 2.24 11.3*** 4.23* 25 Lâm Đồng 0.00 31.8*** 15.5*** 0.16 0.21 2.04 26 TP.HCM 0.03 0.07 1.32 0.23 0.14 0.50 27 Bình hước 4.47* 2.25 1.56 0.46 0.09 0.18 28 Bình Dương 1.34 2.65 2.15 4.17* 26.1*** 12.2*** 29 Bà Rịa-VT 2.18 0.66 2.63 1.12 0.48 0.24 30 Tiền Giang 0.85 1.74 11.7** 2.32 3.66* 1.82 31 Bến Tre 2.77 1.44 2.08 2.03 5.15** 2.03 32 Trà Vinh 6.55** 5.38** 6.34 1.32 1.28 2.07 33 An Giang 5.05* 1.41 1.66 0.23 2.39 2.14 34 Kiên Giang 6.06* 3.24* 2.82 0.14 0.37 2.01 35 Cần Thơ 0.00 0.02 0.30 0.25 7.02** 4.69* Ghi chú: ký hiệu ***, ** * thể mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% 10% Kết kiểm định al tỉnh thành riêng biệt cho thấy có 18 số 35 tỉnh thể ủng hộ mạnh mẽ quan hệ nhân chuyển dịch cấu ngành kinh tế đến tăng trưởng việc làm độ tre 1, 3; 10 tỉnh ủng hộ mối quan hệ ngược lại, tức tăng trưởng việc làm có ảnh hưởng đến chuyển dịch cấu ngành kinh tế, mối quan hệ theo chiều yếu mức nghĩa thống kê kiểm định khơng cao; tỉnh cịn lại cho thấy khơng có nhân qua lại hai biến MLI GL Tuy nhiên, kiểm định Granger cho phép xác định có hay khơng có mối quan hệ nhân hai biến, không đo lường mức độ ảnh hưởng chuyển dịch cấu GD đến việc làm Do vậy, nghiên cứu thực bước phân tích hồi quy cho phương trình (3), ứng ụng mơ hình A , với độ tre tối ưu xác định ết có sau: GL = 0,04GL(-1) + 0,18GL(-2) + 0,11GL(-3) + 0,97MLI(-1) – 0,25MLI(-2) – 0,09MLI(-3) (t) (0,87) (4,15) (2,85) (10,50) (-2,38) (-0,86) (p) 0,38 0,00 0,00 0,00 0,01 0,39 R điều chỉnh = 0,1 thống kê = , Kết hồi quy cho thấy tăng trưởng việc làm có tương quan ty lệ thuận với tăng trưởng việc làm độ tre thời gian Cụ thể, lao động có việc làm tăng Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 2637 35 lên 1% năm thứ t ba năm liên tiếp sau đó, số tăng mức 0,04 ; 0,1 0,11 Tương tự, cấu GD có tác động thuận chiều đến tăng trưởng việc làm độ tre thời gian ngược chiều hai năm kế tiếp, nghĩa cấu ngành kinh tế dịch chuyển năm tiếp theo, việc làm tăng trưởng 0, , năm thứ hai lại giảm 0, Trong phương trình hồi quy trên, giá trị GL năm thứ giá trị MLI năm thứ ba không đạt mức nghĩa thống kê 10 Ngoài ra, hệ số điều chỉnh cho thấy độ tre hai biến GL MLI giải thích biến thiên tăng trưởng việc làm, ty lệ nhỏ hoàn toàn ph hợp với sở l thuyết đề xuất thực tien, ngồi chuyển dịch cấu ngành kinh tế, việc làm bị tác động nhiều yếu tố khác kinh tế trình độ lao động, vốn đầu tư, suất nhân tố tổng hợp… Do kết luận có tồn mối quan hệ chuyển dịch cấu ngành kinh tế việc làm theo hướng chuyển dịch cấu ngành th c đay tạo nhiều việc làm cho kinh tế Kết luận gợi ý sách Chuyển dịch cấu ngành kinh tế việc làm hai vấn đề trung tâm kinh tế giai đoạn tiến hành cơng nghiệp hóa, đại hóa iệt Nam Với nhận định cấu kinh tế thay đổi có tác động mạnh đến số lượng chất lượng lao động, cấu ngành kinh tế chuyển dịch cho phù hợp với phát triển giới thị trường lao động biến động theo để đáp ứng cho nhu cầu kinh tế, việc xem xét mối quan hệ hai yếu tố tìm phương án tối ưu để vừa giải nhiều việc làm cho người lao động, vừa th c đay trình chuyển dịch cấu ngành kinh tế cách hiệu quả, phù hợp với cơng cơng nghiệp hóa, đại hóa đất nước Bang việc sử dụng phương pháp kiểm định nhân Granger theo liệu bảng với 35 tỉnh thành phố Việt Nam vào giai đoạn thời gian 1998 - 2013, kết nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ thực chuyển dịch cấu ngành kinh tế việc làm theo hướng chuyển dịch cấu ngành độ tre có ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng việc làm Xuất phát từ kết nghiên cứu trên, để khuyến khích tăng trưởng việc làm trình chuyển dịch cấu kinh tế, nhà quản lý kinh tế cần quan tâm đến số vấn đề chủ yếu sau: Một là, nghiên cứu rang, cấu ngành kinh tế dịch chuyển, kéo theo việc làm tạo nhiều hơn, giải pháp tạo nhiều việc làm có chất lượng kinh tế phải nên giải pháp chuyển dịch cấu ngành kinh tế cách hiệu Nhìn nhận lại trình chuyển dịch cấu ngành kinh tế thời gian qua, đ c biệt ngành công nghiệp chế biến chế tạo chưa thực có chuyển cách mạnh mẽ, sản pham công nghiệp xuất khau van chủ yếu sản pham qua khâu sơ chế ho c gia công, việc đầu tư vào khâu có giá trị gia tăng cao dường chưa trọng đ ng mức, ngành giải việc làm nâng cao đời sống cho phần lớn người dân Việt Nam Vì vậy, việc tiếp tục tái cấu ngành, nghề, sản pham địa phương toàn kinh tế theo hướng tập trung vào ngành công nghiệp chế biến chế tạo, sản pham xuất khau nham phát huy lực sẵn có quốc gia (như nông sản m t hàng gia dụng) nên lựa chọn sách ưu tiên chuyển dịch cấu ngành kinh tế M t khác, để trình chuyển dịch cấu phù hợp với xu hướng phát triển giới, Việt Nam cần xây dựng mục tiêu chuyển dịch theo hướng nâng cao trình độ phát triển, nâng cao suất lao động chất lượng sống người dân Hai là, với ty trọng lực lượng lao động nông nghiệp năm 014 chiếm tổng lao động làm việc kinh tế 36 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 26-37 (Tổng cục thống kê Việt Nam, 2015), Việt Nam nên quan tâm khu vực nông thôn thông qua thu h t đầu tư vào ngành công nghiệp sử dụng nhiều lao động địa bàn nông thơn để góp phần chuyển dịch nhanh cấu lao động Để làm điều này, Việt Nam cần thay đổi cấu đầu tư theo hướng ưu tiên phát triển công nghiệp phục vụ nông nghiệp nông thôn, đ c biệt công nghiệp sản xuất thiết bị, máy móc phục vụ sản xuất thu hoạch nơng sản, công nghiệp bảo quản sau thu hoạch, công nghiệp chế biến nơng sản thực pham với trình độ cơng nghệ cao Đồng thời, để đáp ứng nhu cầu nhân lực chất lượng cao phục vụ cho ngành công nghiệp đại, Việt Nam nên tập trung vào việc đổi nhanh chóng hệ thống giáo dục, đ c biệt giáo dục bậc đại học theo hướng phát triển lực tư lực sáng tạo Ba là, để việc làm tạo nhiều kinh tế, phủ cần phải có sách giải hỗ trợ việc làm hiệu hơn, nên tập trung vào việc hồn thiện phát triển khu công nghiệp trọng đến ngành sản xuất quy mô nhỏ sử dụng công nghệ sản xuất thâm dụng lao động, xây dựng kết cấu hạ tầng để thu hút nhà đầu tư bỏ vốn kinh doanh ngành dịch vụ sử dụng nhiều lao động giản đơn, đồng thời khuyến khích phát triển mơ hình kinh tế tư nhân, kinh tế trang trại người nông dân tự làm chủ Cuối cùng, để thực giải pháp đề trên, doanh nghiệp lan phủ đóng vai trị vơ quan trọng Vai trị phủ thể việc hỗ trợ phát triển doanh nghiệp bang cách xây dựng hệ thống thông tin kinh tế hoàn hảo, de tiếp cận; thiết kế hệ thống chế sách theo hướng tơn vinh, khuyến khích doanh nghiệp đầu tư dài hạn; bảo vệ quyền sở hữu trí tuệ tạo bình đẳng tiếp cận yếu tố sản xuất ngành thành phần kinh tế Ngược lại, nhiệm vụ doanh nghiệp tận dụng hỗ trợ phủ để phát huy hiệu cơng việc; cải tiến lực tổ chức sản xuất, đổi công nghệ để nâng cao suất lao động, mở rộng quy mơ sản xuất, từ góp phần tạo thêm nhiều việc làm cho kinh tế Tóm lại, phương pháp kiểm định nhân Granger chứng minh phần mối quan hệ chuyển dịch cấu ngành kinh tế việc làm Việt Nam Tuy nhiên, có khó khăn việc thu thập liệu việc làm cấu GDP tỉnh giai đoạn 1998 - 2013, nên kết nghiên cứu xem xét 35/64 tỉnh thành phố Việt Nam, việc phân tích quan hệ nhân hai yếu tố phần hạn chế M t khác, phân tích chuyển dịch cấu kinh tế, nghiên cứu đề cập đến khía cạnh cấu ngành chưa xem xét đến cấu vùng hay cấu hàng hóa Đây hạn chế nghiên cứu mà tác giả cần tiếp tục bổ sung, củng cố để kiểm chứng kết nghiên cứu tiếp theo Tài liệu tham khão Ark, B V (1995) Sectoral growth accounting and structural change in postwar Europe Research Mem, GD-23, Groningen Growth and Development Centre, University of Groningen Chenery, H., & Syrquin, M (1986) “Typical Patterns of Transformation”, in Chenery, H., Robinson, S & Syrquin, M (eds) Industrialization and Growth, A World Bank Research Publication, New York: Oxford University Press 36 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 26-37 Dietrich, A (2009) Does growth cause structural change, or is it the other way round?: A dynamic panel data analyses for seven OECD countries Jena economic research papers, 34(2009) Retrieved from http://citeseerx.ist.psu.edu/viewdoc/download? doi=10.1.1.690.7147&rep=rep1&type=pdf Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 12(3), 2637 37 Đinh Phi Hổ (201 ) Tác ng c a chuy n dịch c c u kinh t n tr nh phát tri n kinh t ch t l ng cu c song Tạp chí Phát trien kinh te, 282, 2-14 Erdil & Yetkiner (2004) A Panel Data Approach for Income-Health Causality FNU-47 Fagerberg, J (2000) Technological progress, structural change and productivity growth in manufacturing: A comparative study Structural Change and Economic Dynamics, 11, 393- 411 Fisher, A (1935) The clash of progress and security London: MacMillan & Co Ltd Granger, C W J (1969) Investigating causal relations by econometric models and cross-spectral methods Econometrica, 3, 424-438 Groshen, E L., & Potter, S (2003) Has structural change contributed to a jobless recovery? Current Issues in Economics and Finance, 9(8) Retrieved from www.newyorkfed.org.rmaghome/curr_iss Gujarati, D N (2004) Basic Econometrics, fourth edition The McGraw-Hill Companies Holtz et al (1985) Implementing causality tests with panel data, with an example from local public finance Technical Working Paper, 48 Retrieved from http://www.nber.org/papers/t0048.pdf Holtz et al (1988) Estimating vector autoregressions with panel data Econometrica, 56, 1371-1395 Hsiao (1989) Modeling Ontario regional electricity system demand using a mixed fixed and random coefficients approach Regional Science and Urban Economics, 19, 565-87 Hurlin, C., & Venet, B (2001) Granger causality tests in panel data models with fixed coefficients Mimeo, University Paris IX Hurlin, C (2004) Testing Granger causality in heterogeneous panel data models with fixed coefficients Mimeo, University Paris IX Hurlin, C., & Dumitrescu, E I (2012) Testing for Granger non causality in heterogeneous panels Economic Modelling, 29(4),1450-1460 Jorgenson, D W (1961, June) The development of a dual economy Economic Journal, 309- 334, Lewis, W A (1954) Economic development with unlimited supplies of labour The Manchester School, 22(2), 139-191 Moore, J H (1978) “A measure of structural change in output” The Review of Income and Wealth, 24(1), 105-118 Nair-Reichert & Weinhold (2001) Causality tests for cross-country panels: A new look at FDI and economic growth in developing countries Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 63, 153-171 Nguyễn Thị Cành (2001) Thị trường lao động Thành phố Hồ Chí Minh q trình chuyen đổi kinh te ket điều tra doanh nghiệp nhu cầu lao động NXB Thong Kê, Hà N i Nguyễn Thị Đông & Phạm Thị (2017) o gi n vi c làm theo toc Nam Tạp chí Phát trien & Hội nh¾p, 32, 56 – 61 chuy n dịch c c u ngành kinh t it Ricardo, D (2002) Những nguyên lý kinh te trị học thue khóa NXB Chính trị Quoc gia, HN Stoikov, V (1966) Some determinants of the level of frictional unemployment: A comparative study International Labour Review, 93, 530-549 Syrquin, M (2010) “Kuznets and Pasinetti on the study of structural transformation: Never the Twain shall meet?” Structural change and Economic dynamics, 21(4), 248-257 Timmer, M., & Szirmai, A (2000) Productivity growth in Asian manufacturing: The structural bonus hypothesis examined Structural Change and Economic Dynamics, 371-392 Tổng cục thong kê Vi t Nam, Niên giám thong kê hàng năm, gso.gov.vn Weinhold (1996) Investment, growth and causality testing in panels Economie et Prevision, 126, 163-175  ... mối quan hệ chuyển dịch cấu ngành kinh tế việc làm theo hướng chuyển dịch cấu ngành th c đay tạo nhiều việc làm cho kinh tế Kết luận gợi ý sách Chuyển dịch cấu ngành kinh tế việc làm hai vấn... hệ chuyển dịch cấu ngành kinh tế việc làm Việt Nam, có tồn mối quan hệ kiểm định nhân Granger giải thích chuyển dịch cấu ngành kinh tế nguyên nhân gây thay đổi việc làm hay việc làm nguyên nhân. .. quan hệ nhân chuyển dịch cấu ngành kinh tế đến tăng trưởng việc làm độ tre 1, 3; 10 tỉnh ủng hộ mối quan hệ ngược lại, tức tăng trưởng việc làm có ảnh hưởng đến chuyển dịch cấu ngành kinh tế, mối