TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG KHOA KINH TẾ QUỐC TẾ BÀI GIỮA KỲ MÔN KINH TẾ LƯỢNG 2 ẢNH HƯỞNG CỦA ĐÔ THỊ HÓA ĐẾN CHỈ SỐ PHÁT TRIỂN CON NGƯỜI Ở CÁC NƯỚC CHÂU Á GIAI ĐOẠN 2010 2020 Lớp tín chỉ KTE318(GD2 H[.]
TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG KHOA KINH TẾ QUỐC TẾ BÀI GIỮA KỲ MÔN KINH TẾ LƯỢNG ẢNH HƯỞNG CỦA ĐƠ THỊ HĨA ĐẾN CHỈ SỐ PHÁT TRIỂN CON NGƯỜI Ở CÁC NƯỚC CHÂU Á GIAI ĐOẠN 2010-2020 Lớp tín chỉ: KTE318(GD2-HK1-2223).3 Giảng viên hướng dẫn: TS Chu Thị Mai Phương Nhóm sinh viên thực hiện: Nhóm 11 STT MSSV Họ tên 22 2014420013 Nguyễn Hương Dung 63 2014420024 Trịnh Thị Liên 83 2014420050 Bùi Bích Ngọc Hà Nội, tháng 12 năm 2022 h MỤC LỤC DANH MỤC BẢNG ĐẶT VẤN ĐỀ Cơ sở lý thuyết tổng quan tình hình nghiên cứu 1.1 Tổng quan số phát triển người đô thị hóa 1.1.1 Chỉ số phát triển người (HDI) 1.1.2 Tổng quan thị hóa 1.2 Tổng quan tình hình nghiên cứu ảnh hưởng thị hóa đến số phát triển người giả thuyết 1.2.1 Chỉ số phát triển người tỷ lệ dân thành thị 1.2.2 Chỉ số phát triển người mức sinh 1.2.3 Chỉ số phát triển người tỷ lệ thất nghiệp 10 1.2.4 Chỉ số phát triển người tỷ lệ lạm phát 10 1.2.5 Chỉ số phát triển người tỷ lệ vốn đầu tư trực tiếp từ nước 11 Phương pháp nghiên cứu 12 2.1 Phương pháp nghiên cứu mơ hình 12 2.2 Nguồn liệu 12 2.3 Xây dựng mơ hình hồi quy 12 Kết thảo luận 16 3.1 Mô tả số liệu 16 3.1.1 Mô tả thống kê biến 16 3.1.2 Mô tả tương quan biến 17 3.1.3 Phương pháp ước lượng 18 3.2 Các kiểm định 20 3.1.1 Kiểm định lựa chọn mơ hình hồi quy 20 3.1.2 Kiểm định khuyết tật mô hình 21 3.3 Kết ước lượng thảo luận 23 Gợi ý giải pháp cho Việt Nam 26 KẾT LUẬN 29 TÀI LIỆU THAM KHẢO 30 h DANH MỤC BẢNG Bảng 1: HDI Việt Nam nước Đông Nam Á năm 2016 - 2019 Bảng 2: Mô tả biến kỳ vọng dấu 15 Bảng 3: Mô tả thống kê biến 16 Bảng 4: Ma trận tương quan biến 17 Bảng 5: Kết hồi quy POLS, FEM, REM 18 Bảng 6: Kết kiểm định Breusch - Pagan Larange Multiplier 20 Bảng 7: Kết kiểm định Hausman 21 Bảng 8: Kết kiểm định tự tương quan 21 Bảng 9: Kết kiểm định phương sai sai số thay đổi 22 Bảng 10: So sánh hai mơ hình hồi quy trước sau khắc phục khuyết tật 22 Bảng 11: Kết ước lượng cuối 23 h ĐẶT VẤN ĐỀ Đơ thị hóa phát triển bền vững bao trùm ln vấn đề tồn giới quan tâm, đặc biệt q trình thị hóa diễn ngày nhanh khó kiểm sốt hơn, có khả ảnh hưởng đến số phát triển người, tiêu chí quan trọng mục tiêu phát triển bền vững Một thực tế thừa nhận phạm vi toàn cầu quản lý tốt, q trình thị hố góp phần chuyển dịch khu vực kinh tế từ sản xuất cơng nghiệp, nơng nghiệp sang cung cấp loại hình dịch vụ, giúp chuyển dịch cấu kinh tế tạo “bộ mặt” cho quốc gia (Henderson, 2010) Ở nước phát triển, thành phố trở thành trụ cột phát triển mạnh mẽ, đóng vai trò quan trọng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Tuy nhiên, q trình thị hóa có nhiều mặt trái dẫn đến q trình phát triển khơng bền vững, ví dụ thị hóa tự phát kéo theo phá vỡ cảnh quan quy hoạch đô thị hóa tràn lan dẫn đến tải sở hạ tầng thị hóa khơng quản lý chặt chẽ làm “bùng nổ” tượng đầu cơ, thao túng thị trường bất động sản làm xuất tình trạng “bong bóng” giá nhà dẫn đến lượng lớn hộ gia đình khơng đủ khả có nhà ổn định, Nói cách khác, thị hóa khơng có tính chất bền vững chưa bảo đảm điều kiện thúc đẩy phát triển người Trong bối cảnh hướng đến phát triển bền vững, với mục tiêu chung hướng đến người, cần nhanh chóng đưa giải pháp thiết thực để thị hóa đôi, song hành với phát triển người Những vấn đề cản trở q trình lạm phát, thất nghiệp số vấn đề khác cần giải hợp lý Trên thực tế, nhiều nhà nghiên cứu (N H Khan, Y Ju S T Hassan, 2018; S Tripathi, 2021; Khan Cộng sự, 2019;…) thực xem xét mơ hình tác động thị hóa lên số phát triển người nhiều tranh cãi số lượng biến cách thức đo lường biến chiều hướng tác động biến liên quan đến thị có ảnh hưởng lên số phát triển người Bên cạnh đó, nhóm nhận thấy chưa có nghiên cứu thực phạm vi nước châu Á khoảng thời gian 10 năm gần từ 2010 đến 2020 Chính vậy, nhóm tác giả định lựa chọn đề tài: “Ảnh hưởng thị hóa đến số phát triển người nước châu Á giai đoạn 2010-2020” với mong muốn phân tích tác động thị hóa số yếu tố liên quan lên số phát triển người thơng qua mơ hình kinh tế lượng với liệu mảng từ nguồn số liệu thứ cấp Qua đó, nhóm đưa giải pháp hợp lý cho Việt Nam nói riêng nước châu Á nói chung có hướng tốt cho mục tiêu phát triển bền vững h Cơ sở lý thuyết tổng quan tình hình nghiên cứu 1.1 Tổng quan số phát triển người thị hóa 1.1.1 Chỉ số phát triển người (HDI) a Khái niệm Theo Chương trình phát triển Liên hợp quốc (UNDP), phát triển người trình làm tăng khả lựa chọn người mức độ đạt phúc lợi họ Trong đó, lựa chọn cốt yếu trường thọ, khỏe mạnh, học hành tận hưởng mức sống tử tế; đồng thời, bảo đảm nhân quyền bình đẳng trị Để đo lường phát triển người, năm 1990, UNDP đề xuất khởi xướng tính số phát triển người (HDI) Báo cáo phát triển người (HDR) UNDP biên soạn năm 1990 công bố năm 1991 Trong Báo cáo phát triển người hàng năm, UNDP đưa khái niệm HDI là: Chỉ tiêu kinh tế - xã hội tổng hợp đo lường phát triển người phương diện: Sức khỏe, giáo dục thu nhập quốc gia, vùng lãnh thổ địa bàn địa phương quốc gia, vùng lãnh thổ kỳ quan sát Khái niệm cho thấy, HDI cần phải tính tốn thời gian không gian khác b Ý nghĩa Thứ nhất, HDI tiêu kinh tế - xã hội tổng hợp tồn diện, khơng túy dựa vào khía cạnh kinh tế tiêu tổng sản phẩm nước (GDP) nên có khả phản ánh đầy đủ động thái thực trạng kinh tế - xã hội theo không gian thời gian quan sát Thứ hai, trình phát triển kinh tế - xã hội, quốc gia vùng lãnh thổ ngày nhận rõ người không nguồn lực, mà mục tiêu phát triển Với ý nghĩa quan trọng đó, hoạch định đánh giá kết thực chủ trương, sách, chiến lược, kế hoạch phát triển đất nước, HDI xác định tiêu chủ yếu Thứ ba, HDI khơng tính theo phạm vi quốc gia, vùng lãnh thổ; mà cịn tính cho địa phương nhóm dân cư, nhằm phản ánh trình độ phát triển người địa phương phận dân cư địa bàn quốc gia, vùng lãnh thổ Thứ tư, có nhiều ưu điểm, HDI chưa phản ánh khía cạnh kinh tế - xã hội, đặc biệt mặt chất phát triển Chính vậy, sử dụng tiêu HDI thường tiêu kinh tế - xã hội khác c Phương pháp tính Chỉ số tổng hợp HDI HDI = (Isức khỏe × Igiáo dục × Ithu nhập)1/3 h Trong đó: – Isức khỏe: Chỉ số tuổi thọ trung bình tính từ lúc sinh; – Igiáo dục: Chỉ số giáo dục tính thơng qua tiêu số năm học bình quân người từ 25 tuổi trở lên số năm học kỳ vọng trẻ em độ tuổi học; – Ithu nhập : Chỉ số tổng thu nhập quốc gia bình quân đầu người tính theo sức mua tương đương (PPP – USD) HDI nhận giá trị khoảng từ đến (0 ≤ HDI ≤ 1) HDI đạt tối đa 1, thể trình độ phát triển người mức lý tưởng; HDI tối thiểu 0, thể xã hội khơng có phát triển mang tính nhân văn Căn giá trị HDI, UNDP đưa Bảng xếp hạng phát triển người quốc gia, vùng lãnh thổ vùng, miền, địa phương, phận dân cư địa bàn quốc gia, vùng lãnh thổ theo nhóm: - Nhóm 1, đạt mức cao với HDI ≥ 0,800; - Nhóm 2, đạt mức cao với 0,700 ≤ HDI < 0,800; - Nhóm 3, đạt mức trung bình với 0,550 ≤ HDI < 0,700; - Nhóm 4, đạt mức thấp với giá trị HDI < 0,550 d Chỉ số HDI Việt Nam Trong năm gần đây, kinh tế - xã hội nước nói chung phát triển người nói riêng đạt thành tựu quan trọng Chỉ số tổng hợp HDI tăng từ 0,682 năm 2016 lên 0,687 năm 2017; 0,693 năm 2018; 0,703 năm 2019 0,706 năm 2020 So với năm trước, HDI năm 2017 tăng 0,005 với tốc độ tăng 0,73%; 2018 tăng 0,006 tăng 0,87%; 2019 tăng 0,10 tăng 1,44%; 2020 tăng 0,003 tăng 0,43% Tính chung năm 2016 2020 tăng 0,024 với tốc độ tăng 3,52%; bình quân năm tăng 0,87% Theo tiêu chuẩn xếp hạng UNDP, HDI Việt Nam từ nhóm trung bình năm 2016 - 2018 lên nhóm cao năm 2019 - 2020 Thứ hạng HDI Việt Nam tăng từ vị trí 118 năm 2016; 119 năm 2017 118 năm 2018 lên vị trí 117 năm 2019 tổng số 180 quốc gia, vùng lãnh thổ giới Mặc dù có gia tăng HDI Việt Nam thấp mức bình quân chung quốc gia Đông Nam Á Năm 2016 thấp 0,026; 2017 thấp 0,023; 2018 thấp 0,021 đến năm 2019 thấp 0,003 Trong năm 2016 2019, HDI Việt Nam chưa có cải thiện thứ hạng khu vực, vị trí 7/11 quốc gia Đơng Nam Á; xếp Timor - Leste, Lào, Campuchia Mianma; thấp Singapore, Brunei, Malaysia, Thái Lan, Philippines Indonesia h Bảng 1: HDI Việt Nam nước Đông Nam Á năm 2016 - 2019 Xin-ga-po Bru-nây Ma-lai-xi-a Thái Lan Phi-li-pin In-đô-nê-xi-a Việt Nam Ti-mo Lét-xtê Lào Căm-pu-chia Mi-an-ma 2016 0,930 0,852 0,799 0,748 0,696 0,691 0,682 0,631 0,598 0,576 0,574 HDI Thứ hạng giới 2017 2018 2019 2016 2017 2018 2019 0,932 0,935 0,938 9 11 0,853 0,845 0,838 40 39 43 47 0,802 0,804 0,810 57 57 61 62 0,755 0,765 0,777 86 83 77 79 0,699 0,712 0,718 111 113 106 107 0,694 0,707 0,718 115 116 111 107 0,687 0,693 0,703 118 119 118 117 0,625 0,626 0,606 130 132 131 141 0,601 0,604 0,613 137 139 140 137 0,582 0,581 0,594 146 146 146 144 0,578 0,584 0,583 147 147 145 147 Nguồn: Tổng cục thống kê Việt Nam; HDR UNDP 1.1.2 Tổng quan thị hóa a Khái niệm Đơ thị hóa q trình dân số tập trung thành thị tăng tỷ lệ dân cư sống thành thị dịch cư từ nông thôn thành thị diện tích đất thị tăng lên (UN Habitat, 1992) b Đặc điểm thị hóa Thứ nhất, gia tăng dân số thị tỷ lệ dân số đô thị Theo báo cáo Quỹ dân số Liên Hiệp Quốc, năm 1800, có 3% dân số sống khu vực thị, chiếm khoảng 29,3 triệu người, đầu kỷ 20 13,6% với 220 triệu người Đến năm 1930, giới có khoảng 415 triệu người sống khu vực đô thị, chiếm khoảng 1/5 tổng dân số giới Bắt đầu từ đây, thị hóa khơng diễn nhanh mà rộng khắp giới Tốc độ gia tăng dân số thị trung bình khoảng 2,6%/ năm, bình diện tồn cầu, xu hướng tập trung dân cư sống khu vực đô thị tiếp tục với tốc độ cao Thứ hai, gia tăng diện tích thị, phát triển mạng lưới thị Đơ thị ngày chiếm nhiều diện tích trái đất, diện tích thị khoảng triệu km2, tức 2% diện tích lục địa 13% diện tích đất có giá trị sử dụng cao Số lượng thị tăng lên nhanh chóng nước phát triển Q trình phát triển thị tạo nên vùng thị hóa cao độ chuỗi đô thị từ Boston đến Washington D.C Hoa Kỳ dài 750km, chuỗi đô thị từ Tokyo đến Osaka (Nhật Bản), chuỗi đô thị từ Bắc Kinh đến Thiên Tây hay vành đai đô thị đồng Châu Giang,… Thứ ba, chuyển dịch cấu lao động trình thị hóa Q trình chuyển dịch lao động từ hoạt động dựa tảng khai thác tài nguyên thiên nhiên (nông - lâm - ngư h nghiệp) sang hoạt động chế biến công nghiệp chế biến, xây dựng bản, thương mại, tài chính,… Thứ tư, phổ biến rộng rãi lối sống thị Đơ thị hóa kéo theo biến đổi to lớn sâu rộng đời sống xã hội, đời sống cộng đồng nông thôn đô thị Lối sống đô thị đặc trưng thị Đơ thị hóa phổ biến lan truyền khuôn mẫu hành vi, ứng xử, vốn đặc trưng người dân đô thị, lan truyền lối sống đô thị đến vùng nơng thơn tồn xã hội c Ảnh hưởng thị hóa đến phát triển kinh tế - xã hội Thứ nhất, ảnh hưởng tích cực Đơ thị hóa khơng góp phần đẩy nhanh tốc độ tăng trưởng kinh tế, chuyển dịch cấu kinh tế cấu lao động mà làm thay đổi phân bố dân cư lao động, thay đổi q trình sinh, tử nhân đô thị… Thứ hai, ảnh hưởng tiêu cực Đô thị hóa khơng xuất phát từ cơng nghiệp hóa, khơng phù hợp, cân q trình cơng nghiệp hóa, việc chuyển cư ạt từ nơng thơn thành phố làm cho nông thôn phần lớn nhân lực Trong nạn thiếu việc làm, nghèo nàn thành phố ngày phát triển, điều kiện sinh hoạt ngày thiếu thốn, môi trường bị nhiễm nghiêm trọng, từ dẫn đến nhiều tượng tiêu cực đời sống kinh tế - xã hội d Thực trạng thị hóa Việt Nam Theo Bộ Xây dựng, tỷ lệ đô thị hóa nước tăng từ 30,5% năm 2010 lên đến 38,4% vào năm 2019 Năm 1999, Việt Nam có 629 thị đến tháng 12-2020 có 862 thị, bao gồm đô thị đặc biệt, 23 đô thị loại I, 31 đô thị loại II, 48 đô thị loại III, 90 đô thị loại IV 668 đô thị loại V Theo tổng điều tra dân số năm 2019 Tổng cục Thống kê, dân số thành thị 33,1 triệu người, chiếm 34,4% tổng dân số nước Tỷ lệ tăng dân số bình quân khu vực thành thị giai đoạn 2009 - 2019 2,64%/năm, gấp hai lần tỷ lệ tăng dân số nước gấp sáu lần tỷ lệ tăng dân số khu vực nông thôn giai đoạn Tốc độ tăng dân số thành thị bình quân năm giai đoạn 2009 - 2019 thấp tốc độ tăng dân số thành thị bình quân giai đoạn 1999 - 2009 (3,4%/năm) Yếu tố di cư góp phần làm dân số khu vực thành thị tăng thêm 1,2 triệu người, chiếm 3,5% dân số thành thị; “chuyển mình” từ xã thành phường/thị trấn nhiều địa phương nước góp phần chuyển 4,1 triệu người cư dân nông thôn thành cư dân thành thị, tương đương 12,3% dân số thành thị nước năm 2019 h Tuy nhiên, q trình thị hóa cịn nhiều hạn chế không đồng vùng Tốc độ thị hóa cịn thấp so với mặt chung khu vực ASEAN nước giới 1.2 Tổng quan tình hình nghiên cứu ảnh hưởng thị hóa đến số phát triển người giả thuyết 1.2.1 Chỉ số phát triển người tỷ lệ dân thành thị Nhiều nghiên cứu giới mối quan hệ tăng trưởng kinh tế phát triển người (HDI) thơng qua GDP, có nghiên cứu tác động thị hóa phát triển người N H Khan, Y Ju S T Hassan (2018) sử dụng mơ hình tự hồi quy phân phối trễ (ARDL) để phân tích mối quan hệ tăng trưởng kinh tế, khủng bố số phát triển người Pakistan giai đoạn 1990 - 2016 Trong đó, họ kết luận thị hóa có ảnh hưởng lớn theo hướng tích cực với việc phát triển người động lực dài hạn Kết tương đồng với nghiên cứu S Tripathi (2021) Nghiên cứu đánh giá tác động thị hóa lên số phát triển người cấp quốc gia liệu bảng hiệu ứng ngẫu nhiên Tobit (Random effect Tobit) cho 187 quốc gia khoảng thời gian từ 1990 đến 2017 Họ tỷ lệ dân thành thị thước đo quan trọng trình thị hóa có ảnh hưởng tích cực đến HDI nước với nhóm thu nhập khác Trong đó, nghiên cứu Khan Cộng (2019) lại kết luận dài hạn với xâm nhập Internet, thị hóa khơng đóng góp vào q trình phát triển người, với thâm nhập di động, thị hóa ảnh hưởng lớn đến phát triển người Đô thị hóa coi minh chứng cho phát triển sống người Số dân thành thị tăng đồng nghĩa với việc nhiều người có sống tiện nghi hơn, chăm sóc sức khỏe tốt tiếp cận với giáo dục, văn minh tiên tiến Điều dẫn đến số phát triển người nước tăng lên Dựa lập luận đó, nhóm nghiên cứu đặt giả thuyết: Giả thuyết (H1): Tỷ lệ dân thành thị tác động tích cực tới số phát triển người 1.2.2 Chỉ số phát triển người mức sinh Cũng nghiên cứu Tripathi (2021), nhà nghiên cứu chứng minh mức sinh biến số quan trọng ảnh hưởng đến phát triển người Mức sinh cao dẫn đến số phát triển người thấp Trong nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến HDI Shah (2016), họ mức sinh có mối quan hệ ngược chiều với số phát triển người thông qua phân tích mơ hình hồi quy logarit tự nhiên biến số tác động lên số phát triển người 188 quốc gia Những kết tương đồng với nghiên cứu Sangaji h (2016) Nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy tác động ngẫu nhiên (REM) để đánh giá tác động yếu tố đến số phát triển người nước có đạo Phật: Nhật Bản, Sri Lanka, Thailand, Vietnam, Bhutan, Lao People's Democratic Republic, Cambodia and Myanmar Nhà nghiên cứu mức sinh ảnh hưởng tiêu cực đến số phát triển người phủ cần can thiệp để kiểm sốt mức sinh nhằm nâng cao HDI Mối quan hệ nghịch biến mức sinh số phát triển người lý giải dân số nhiều, sức ép thực phẩm, lương thực, lượng, môi trường, tài nguyên lớn, làm cạn kiệt tài nguyên, đồng thời tác động tiêu cực đến an ninh quốc phòng vấn đề xã hội khác Thêm nữa, dân số tăng khiến cho việc tiếp cận với tiến khoa học chăm sóc sức khỏe, giáo dục hay hội có việc làm nhiều người bị hạn chế, dẫn đến số phát triển người quốc gia giảm Dựa lập luận đó, nhóm nghiên cứu đặt giả thuyết: Giả thuyết (H2): Tỷ lệ sinh tác động tiêu cực tới số phát triển người 1.2.3 Chỉ số phát triển người tỷ lệ thất nghiệp Nghiên cứu Arisman (2018) sử dụng phương pháp hồi quy liệu bảng với mơ hình tác động cố định (FEM) để đánh giá nhân tố ảnh hưởng đến số phát triển người mười nước thành viên ASEAN giai đoạn từ 2000 đến 2015 Trong đó, họ kết luận tỷ lệ thất nghiệp không ảnh hưởng trực tiếp đến số phát triển người Tuy nhiên, nghiên cứu Sari (2022), kết cho thấy tỷ lệ thất nghiệp ảnh hưởng tiêu cực đến số phát triển người Tỷ lệ thất nghiệp tăng làm giảm mức độ thịnh vượng cộng đồng dẫn đến việc họ đáp ứng nhu cầu cải thiện chất lượng sống Tỷ lệ thất nghiệp gánh nặng, khơng với phủ mà cịn với mơi trường xã hội Theo lý thuyết thất nghiệp Keynes, thất nghiệp kết nhu cầu thấp hàng hóa dịch vụ kinh tế hay gọi tổng cầu Mức cung lao động thấp làm tăng tỷ lệ thất nghiệp Điều tác động làm cho tiền lương giảm sút, thu nhập người dân giảm, không đáp ứng nhu cầu sống làm giảm chất lượng phát triển người Dựa lập luận đó, nhóm nghiên cứu đặt giả thuyết: Giả thuyết (H3): Tỷ lệ thất nghiệp tác động tiêu cực tới số phát triển người 1.2.4 Chỉ số phát triển người tỷ lệ lạm phát Nghiên cứu Arisman (2018) sử dụng phương pháp hồi quy liệu bảng với mơ hình tác động cố định (FEM) để đánh giá nhân tố ảnh hưởng đến số phát triển người mười nước thành viên ASEAN giai đoạn từ 2000 đến 2015 Trong đó, họ tỷ lệ lạm phát không ảnh hưởng trực tiếp đến số phát triển người Lạm phát tăng làm 10 h Kết luận: Hệ số tương quan biến phụ thuộc với biến độc lập biến độc lập với khác cho thấy phụ thuộc biến phụ thuộc vào biến độc lập biến độc lập với Tuy nhiên mức độ tương quan biến độc lập hầu hết nhỏ 0.8 nên loại bỏ tượng đa cộng tuyến hồn hảo xuất mơ hình Ngồi ra, số biến độc lập biến URBAN có mức độ tương quan với HDI cao Điều có nghĩa số dân sống thành thị có tác động lớn đến số phát triển người quốc gia số biến nghiên cứu 3.1.3 Phương pháp ước lượng Để chọn mơ hình phù hợp nhất, nhóm sử dụng ba phương pháp khác để ước lượng mơ hình: mơ hình hồi quy gộp (Pooled OLS), mơ hình tác động cố định (FEM) mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) Nhóm tác giả sử dụng câu lệnh sau stata để hồi quy: - Ước lượng phương pháp POLS: reg HDI URBAN FER UNE INF FDI - Ước lượng mô hình FEM: xtreg HDI URBAN FER UNE INF FDI, fe - Ước lượng mơ hình REM: xtreg HDI URBAN FER UNE INF FDI, re Kết ước lượng thể bảng sau: Bảng 5: Kết hồi quy POLS, FEM, REM Tên biến URBAN FER Mơ hình hồi Mơ hình tác Mơ hình tác quy gộp động cố định động ngẫu nhiên (POLS) (FEM) (REM) Hệ số hồi quy 0.0030796 0.0068902 0.0048188 P-value 0.000 0.000 0.000 Độ lệch chuẩn 0.0001142 0.0004067 0.0002787 Hệ số hồi quy -0.0465518 -0.0249899 -0.0311976 P-value 0.000 0.000 0.000 Độ lệch chuẩn 0.0033432 0.0039539 0.0037006 Chỉ số 18 h UNE INF FDI cons Hệ số hồi quy 0.0010601 -0.0025876 -0.0024968 P-value 0.048 0.000 0.000 Độ lệch chuẩn 0.0005349 0.0004707 0.0004632 Hệ số hồi quy -0.0008764 -0.0005202 -0.0005383 P-value 0.051 0.000 0.000 Độ lệch chuẩn 0.0004481 0.0001171 0.0001225 Hệ số hồi quy 0.0003461 -0.0000865 -0.0000813 P-value 0.003 0.031 0.051 Độ lệch chuẩn 0.0001178 0.0000399 0.0000417 Hệ số hồi quy 0.6591251 0.4052902 0.5427245 P-value 0.000 0.000 0.000 Độ lệch chuẩn 0.0123706 0.0294677 0.0234167 Số quan sát Hệ số xác định 471 0.7082 0.7307 Overall Overall 0.7756 Kiểm định phù hợp Prob > F = 0.000 mơ hình Kiểm định Breusch – Prob > chibar2 = 0.000 < 0.05 Pagan Kiểm định Hausman Prob > chi2 = 0.000 < 0.05 Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp từ stata Từ bảng ta thu kết sau: - Đối với mơ hình POLS: 19 h Hệ số xác định R2 = 77.56% cho thấy biến độc lập giải thích 77.56% thay đổi biến phụ thuộc P-value = 0.000 < 0.05 => Mơ hình có ý nghĩa mặt thống kê - Đối với mơ hình FEM: Hệ số xác định R2 = 70.82% cho thấy biến độc lập giải thích 70.82% thay đổi biến phụ thuộc P-value = 0.000 < 0.05 => Mơ hình có ý nghĩa mặt thống kê - Đối với mô hình REM: Hệ số xác định R2 = 73.07% cho thấy biến độc lập giải thích 73.07% thay đổi biến phụ thuộc P-value = 0.000 < 0.05 => Mơ hình có ý nghĩa mặt thống kê 3.2 Các kiểm định 3.1.1 Kiểm định lựa chọn mơ hình hồi quy a Kiểm định Breusch - Pagan Lagrange Multiplier (LM Test) Xét cặp giả thuyết: H0: Mô hình khơng tồn yếu tố ci H1: Mơ hình có tồn yếu tố ci Nhóm sử dụng kiểm định Breusch - Pagan Lagrange Multiplier với câu lệnh xttest0 thu kết bảng đây: Bảng 6: Kết kiểm định Breusch - Pagan Larange Multiplier Breusch - Pagan Lagrangian chibar2(01) = 1943.52 multiplier test for random effects Prob > chibar2 = 0.000 Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp từ stata Kết kiểm định cho thấy p-value = 0.000 < 0.05 nghĩa ta bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 hay mơ hình có tồn yếu tố ci Như vậy, ta sử dụng mơ hình FE RE thay POLS b Kiểm định Hausman Xét cặp giả thuyết: H0: ci khơng tương quan với X H1: ci có tương quan với X Nhóm sử dụng kiểm định Hausman với chuỗi câu lệnh sau: xtreg HDI URBAN FER UNE INF FDI, fe est store FEM xtreg HDI URBAN FER UNE INF FDI, re est store REM 20 h