Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ lệ người nghèo ở các tỉnh, thành phố ở Việt Nam

Tiểu luận môn Kinh tế lượng LỜI MỞ ĐẦU Ngày nay, vấn đề nâng cao mức sống người dân hầu hết Chính phủ nước đặc biệt quan tâm Bên cạnh việc trọng hàng đầu đến phát triển kinh tế, Chính phủ nước có giải pháp để xóa đói, giảm nghèo cải thiện đời sống người dân ngày tốt Con người có sống ấm no, hạnh phúc tạo tiền đề vững cho phát triển ổn định quốc gia Để có giải pháp giảm nghèo phù hợp cần phải xác định nhân tố ảnh hưởng, từ đưa sách tương ứng Tỷ lệ người nghèo quốc gia chịu ảnh hưởng nhiều nhân tố, phạm vi giới hạn, tiểu luận dừng lại việc xem xét mức độ ảnh hưởng số nhân tố: Tốc độ tăng trưởng GDP, tỷ lệ lạm phát, tỷ lệ thất nghiệp đầu tư trực tiếp nước (FDI) Thực tế cho thấy rằng, quốc gia có điều kiện tự nhiên thuận lợi, Chính phủ có biện pháp trì tỷ lệ lạm phát vừa phải, kinh tế phát triển với tốc độ cao, mức sống người dân quốc gia nâng cao, tỷ lệ người nghèo thấp Bên cạnh đó, xu toàn cầu hóa kinh tế, việc đầu tư trực tiếp nước nhân tố ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế, từ tác động đến đời sống người dân quốc gia đặc biệt quan trọng nước phát triển Với mong muốn tìm hiểu rõ mức độ ảnh hưởng số nhân tố đến tỷ lệ người nghèo, nhóm chọn đề tài: “Nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến tỷ lệ người nghèo tỉnh, thành phố Việt Nam” Tiểu luận môn Kinh tế lượng NỘI DUNG ĐỀ TÀI I Cơ sở lý thuyết: Khái niệm nhân tố: 1.1.Tỷ lệ người nghèo: Tỷ lệ người nghèo phần trăm dân số có mức chi tiêu thực tế thấp chuẩn nghèo năm xác định tổng dân số Chuẩn nghèo số tiền đảm bảo mức tiêu dùng thiết yếu (bao gồm lương thực thực phẩm phi lương thực thực phẩm) cho người tháng Những người có mức chi tiêu bình quân chuẩn nghèo người nghèo Chi tiêu thực tế chi tiêu hành người dân thời gian điều tra sau loại trừ ảnh hưởng giá theo thời gian (theo tháng) không gian (theo thành thị, nông thôn vùng) Chỉ tiêu phản ánh tình trạng nghèo dân cư, để nghiên cứu, phân tích, đánh giá tình trạng người nghèo, yếu tố tác động làm giảm nghèo để góp phần xây dựng chương trình sách hỗ trợ người nghèo 1.2 Tốc độ tăng trưởng kinh tế: * Tổng sản phẩm nước (GDP) toàn giá trị hàng hóa dịch vụ cuối sản xuất phạm vi lãnh thổ quốc gia khoảng thời gian định (thường năm) Như GDP kết toàn hoạt động kinh tế diễn lãnh thổ nước, không phân biệt kết thuộc sản xuất Với riêng tỉnh, thành – GDP hiểu tổng sản phẩm địa phương, toàn giá trị hàng hóa dịch vụ cuối sản xuất phạm vi địa phương khoảng thời gian định, thường năm * Tăng trưởng kinh tế gia tăng tổng sản phẩm quốc nội (GDP) tổng sản lượng quốc gia (GNP) quy mô sản lượng quốc gia tính bình quân đầu người (PCI) thời gian định Tiểu luận môn Kinh tế lượng * Tốc độ tăng trưởng kinh tế tính cách lấy chênh lệch quy mô kinh tế kỳ so với quy mô kinh tế kỳ trước chia cho quy mô kinh tế kỳ trước Tốc độ tăng trưởng kinh tế thể đơn vị % Biểu diễn toán học, có công thức: y = dY/Y × 100(%), Y qui mô kinh tế, y tốc độ tăng trưởng Nếu quy mô kinh tế đo GDP (hay GNP) danh nghĩa, có tốc độ tăng trưởng GDP (hoặc GNP) danh nghĩa Còn quy mô kinh tế đo GDP (hay GNP) thực tế, có tốc độ tăng trưởng GDP (hay GNP) thực tế Thông thường, tăng trưởng kinh tế dùng tiêu thực tế tiêu danh nghĩa 1.3 Lạm phát: Trong kinh tế học, lạm phát tăng lên theo thời gian mức giá chung kinh tế Trong kinh tế, lạm phát giá trị thị trường hay giảm sức mua đồng tiền Khi so sánh với kinh tế khác lạm phát phá giá tiền tệ loại tiền tệ so với loại tiền tệ khác Thông thường theo nghĩa người ta hiểu lạm phát đơn vị tiền tệ phạm vi kinh tế quốc gia, theo nghĩa thứ hai người ta hiểu lạm phát loại tiền tệ phạm vi thị trường toàn cầu Phạm vi ảnh hưởng hai thành phần chủ đề gây tranh cãi nhà kinh tế học vĩ mô Lạm phát đo lường cách theo dõi thay đổi giá lượng lớn hàng hóa dịch vụ kinh tế (thông thường dựa liệu thu thập tổ chức Nhà nước, liên đoàn lao động tạp chí kinh doanh làm việc này) Giá loại hàng hóa dịch vụ tổ hợp với để đưa "mức giá trung bình", gọi mức giá trung bình tập hợp sản phẩm Chỉ số giá tỷ lệ mức giá trung bình thời điểm mức giá trung bình nhóm hàng tương ứng thời điểm gốc Tỷ lệ lạm phát thể qua số giá tỷ lệ phần trăm mức tăng mức giá trung bình so với mức giá trung bình thời điểm gốc Tiểu luận môn Kinh tế lượng Không tồn phép đo xác số lạm phát, giá trị số phụ thuộc vào tỷ trọng mà người ta gán cho hàng hóa số, phụ thuộc vào phạm vi khu vực kinh tế mà thực Một phép đo phổ biến số lạm phát là: • Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) đo giá hàng hóa hay mua "người tiêu dùng thông thường" cách có lựa chọn Trong nhiều quốc gia công nghiệp, thay đổi theo phần trăm hàng năm số số lạm phát thông thường hay nhắc tới Các phép đo thường sử dụng việc chuyển trả lương, người lao động mong muốn có khoản chi trả (danh định) tăng cao tỷ lệ tăng CPI Đôi khi, hợp đồng lao động có tính đến điều chỉnh giá sinh hoạt, ngụ ý khoản chi trả danh định tự động tăng lên theo tăng CPI, thông thường với tỷ lệ chậm so với lạm phát thực tế (và sau lạm phát xảy ra) 1.4 Tỷ lệ thất nghiệp: Trong kinh tế học, thất nghiệp tình trạng người lao động muốn có việc làm mà không tìm việc làm Tỷ lệ thất nghiệp phần trăm số người lao động việc làm tổng số lực lượng lao động xã hội Lịch sử tình trạng thất nghiệp lịch sử công công nghiệp hóa Ở nông thôn, có tình trạng thiếu việc làm, thất nghiệp phần, làm việc thời gian nông thôn, thất nghiệp không bị coi vấn đề nghiêm trọng Công thức tính tỷ lệ thất nghiệp Số người việc làm Tổng số lao động xã hội Tử số: Không tính người không cố gắng tìm việc Tỷ lệ thất nghiệp = 100% x Mẫu số: Tổng số lao động xã hội = Số người có việc làm + số người việc làm tích cực tìm việc Tiểu luận môn Kinh tế lượng 1.5 Đầu tư trực tiếp nước (FDI): Đầu tư trực tiếp nước (tiếng Anh: Foreign Direct Investment, viết tắt FDI) hình thức đầu tư dài hạn cá nhân hay công ty nước vào nước khác cách thiết lập sở sản xuất, kinh doanh Cá nhân hay công ty nước nắm quyền quản lý sở sản xuất kinh doanh Đầu tư trực tiếp nước (FDI) xảy nhà đầu tư từ nước (nước chủ đầu tư) có tài sản nước khác (nước thu hút đầu tư) với quyền quản lý tài sản Phương diện quản lý thứ để phân biệt FDI với công cụ tài khác Trong phần lớn trường hợp, nhà đầu tư lẫn tài sản mà người quản lý nước sở kinh doanh Mối quan hệ nhân tố đến tỷ lệ người nghèo: - Khi tốc độ tăng trưởng GDP tăng tạo thêm công ăn việc làm, nhiều người dân có thêm thu nhập thu nhập người dân tăng lên dẫn đến người nghèo giảm - Lạm phát tăng làm cho thu nhập thực tế người dân giảm đi, với mức thu nhập cũ lượng hàng hóa mua lạm phát chưa tăng, với thu nhập nhập cũ nhiều người không đáp ứng mức tiêu dùng thiết yếu, người nghèo tăng thêm - Thất nghiệp tăng dẫn đến nhiều người việc làm, người thu nhập tích luỹ trước không đáp ứng mức tiêu dùng thiết yếu, người nghèo tăng thêm - Đầu tư trực tiếp nước tăng có nhiều sở sản xuất kinh doanh đầu tư, người lao động có thêm việc làm, có thêm thu nhập dẫn đến người nghèo giảm Tiểu luận môn Kinh tế lượng II Xây dựng mô hình: Xây dựng giả thuyết: Để đánh giá mức độ tác động nhân tố: Tốc độ tăng trưởng GDP, Tỷ lệ lạm phát, Tỷ lệ thất nghiệp Vốn đầu tư trực tiếp nước đến tỷ lệ người nghèo ta đưa giả thuyết sau: - Giả thuyết 1: Tỉnh, thành phố có tốc độ tăng trưởng kinh tế cao mức sống người dân nâng cao, tỷ lệ người nghèo thấp - Giả thuyết 2: Vốn đầu tư trực tiếp nước có ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế mức sống người dân, đầu tư nước lớn đời sống người dân cải thiện, tỷ lệ người nghèo thấp - Giả thuyết 3: Tỷ lệ lạm phát ảnh hưởng đến mức sống người dân tỉnh, thành phố Tỷ lệ lạm phát cao kéo theo tỷ lệ người nghèo cao - Giả thuyết 4: Tỷ lệ thất nghiệp ảnh hưởng đến mức sống người dân tỉnh, thành phố Tỷ lệ thất nghiệp cao tỷ lệ người nghèo cao Sự đắn giả thuyết kiểm định mô hình thực tế Xây dựng mô hình: Trong trình nghiên cứu, nhóm nhận thấy mô hình tỷ lệ người nghèo phụ thuộc tốc độ tăng trưởng GDP, tỷ lệ lạm phát, tỷ lệ thất nghiệp đầu tư trực tiếp nước (FDI) tương đối hợp lý Nhóm sử dụng nguồn số liệu năm 2010 35 tỉnh, thành phố Việt Nam tốc độ tăng trưởng GDP, tỷ lệ lạm phát, tỷ lệ thất nghiệp, đầu tư trực tiếp nước (FDI) tỷ lệ người nghèo Từ giả thuyết ta giả định yếu tố: tốc độ tăng trưởng GDP, tỷ lệ lạm phát, tỷ lệ thất nghiệp, đầu tư trực tiếp nước (FDI) có quan hệ tuyến tính với tỷ lệ người nghèo, mô hình hồi quy dùng cho nghiên cứu có dạng: Tiểu luận môn Kinh tế lượng Υ = β1 + β 2Χ + β 3Χ + β 4Χ + β 5Χ + Ui -Trong đó: + β : hệ số co giãn riêng tỷ lệ nghèo tốc độ tăng trưởng GDP, cho biết tỷ lệ nghèo tăng (giảm) % tốc độ tăng trưởng GDP giảm (tăng) 1%, với điều kiện nhân tố khác không đổi + β3 : hệ số co giãn riêng tỷ lệ nghèo tỷ lệ lạm phát, cho biết tỷ lệ nghèo tăng( giảm) % tỷ lệ lạm phát tăng (giảm) %, với điều kiện nhân tố khác không đổi + β : hệ số co giãn riêng tỷ lệ nghèo tỷ lệ thất nghiệp, cho biết tỷ lệ nghèo tăng( giảm) % tỷ lệ thất nghiệp tăng (giảm) %, với điều kiện nhân tố khác không đổi + β5 : hệ số co giãn riêng tỷ lệ nghèo vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài, cho biết tỷ lệ nghèo tăng( giảm) % vốn đầu tư trực tiếp nước giảm (tăng) tỷ USD, với điều kiện nhân tố khác không đổi - Danh sách biến theo phụ lục số Để ước lượng tìm phương pháp bình phương bé ước lượng tuyến tính, không chệch, có phương sai nhỏ nhất, giả thiết sau phải thỏa mãn: + X1 … Xk biến đo xác, có nghĩa quan sát không sai số + Sai số tuân theo quy luật phân phối chuẩn: N(0,σ2) + Giá trị trung bình sai số không: E(εi) = + Phương sai sai số đồng theo tất quan sát:Var(εi) = E(εi) = σ2 với i + Sai số ngẫu nhiên độc lập thống kê lẫn Giả định tự tương quan: E(εi ,εj) = Cov(εi, εj) với i # j Tiểu luận môn Kinh tế lượng + Không có thông tin tham số β1, β2 βk Kết mô hình chạy phần mềm SPSS (nguồn liệu theo phụ lục số 2): Coefficientsa Standardized Unstandardized Coefficients Model B Std Error (Constant) 15,536 5,571 x2 -1,105 ,505 x3 ,779 x4 x5 Coefficients Beta Collinearity Statistics t Sig Tolerance VIF 2,789 ,009 -,200 -2,188 ,037 ,811 1,233 ,246 ,324 3,169 ,004 ,648 1,544 ,522 ,124 ,426 4,197 ,000 ,658 1,521 -,330 ,147 -,239 -2,247 ,032 ,597 1,674 a Dependent Variable: y Vậy mô hình hồi quy mẫu viết lại với kết là: Y = 15,536 – 1,105X2 + 0,779X3 + 0,522X4 - 0,330X5 + ε (mô hình 1) Mô hình phản ánh : - β = -1,105: Tỷ lệ nghèo tăng( giảm) 1,105 % tốc độ tăng trưởng GDP giảm (tăng) 1%, với điều kiện nhân tố khác không đổi - β3 = 0,779: Tỷ lệ nghèo tăng( giảm) 0,779% tỷ lệ lạm phát tăng (giảm) %, với điều kiện nhân tố khác không đổi - β = 0,522: Tỷ lệ nghèo tăng( giảm) 0,522% tỷ lệ thất nghiệp tăng (giảm) %, với điều kiện nhân tố khác không đổi - β5 = -0,33: Tỷ lệ nghèo tăng( giảm) 0,33% vốn đầu tư trực tiếp nước giảm (tăng) tỷ USD, với điều kiện nhân tố khác không đổi Tiểu luận môn Kinh tế lượng III Kiểm định giả thiết: Kiểm định giả thiết tham số β: - Kiểm định Student: Kiểm định giả thiết: H0: βj = H1: βj ≠ Tra bảng phân phối Student, với mức ý nghĩa 5%: T350,025 ≈ 2,042 , từ kết chạy phần mềm SPSS ta thấy: |T*1| = 2,789 > T350,025 ⇒ β1 ≠ , có ý nghĩa mô hình |T*2| = 2,188 > T350,025 ⇒ β ≠ , X2 có ý nghĩa mô hình |T*3| = 3,169 > T350,025 ⇒ β ≠ , X3 có ý nghĩa mô hình |T*4| = 4,197 > T350,025 ⇒ β ≠ , X4 có ý nghĩa mô hình |T*5| = 2,247 > T350,025 ⇒ β5 ≠ 0, X5 có ý nghĩa mô hình Vậy bác bỏ giả thiết H0 , chấp nhận giả thiết H1: βj ≠ 0, biến có ý nghĩa mô hình Kiểm định phù hợp mô hình: Để xác định tồn mô hình, sử dụng tiêu chuẩn kiểm định F qua phần mềm SPSS (với mức ý nghĩa α = 5%; k = 5, n = 35) Kết sau: ANOVAb Model Sum of Squares Regression Residual Total df Mean Square 3801,051 950,263 967,468 30 32,249 4768,519 34 F Sig 29,466 ,000a a Predictors: (Constant), x5, x2, x4, x3 b Dependent Variable: y Quan sát kết SPSS cho thấy Sig = 0,000 < 0,05 : chứng tỏ mô hình tồn tại, hay có biến độc lập liên quan đến Y Tiểu luận môn Kinh tế lượng Model Summaryb Model R ,893a Adjusted R Std Error of the Square Estimate R Square ,797 ,770 Durbin-Watson 5,67881 1,773 a Predictors: (Constant), x5, x2, x4, x3 b Dependent Variable: y Qua bảng Model Summaryb ta thấy mô hình có hệ số xác định R = 0,797, nghĩa với 100 quan sát mô hình giải thích 79,7% quan sát Đồng thời hệ số xác định điều chỉnh R2 = 0,77 lớn 0,7 nên ta thấy mô hình có phù hợp có ý nghĩa mặt thống kê, biến có mức độ thích hợp cao Kiểm định sai lầm đưa biến vào mô hình: - Kiểm định Wald: Kiểm định giả thiết (sử dụng phần mềm Eview: H0: β(2)=β(3)=β(4)=β(5)=0 H1: ∃ β(j)≠ (j=2,3,4,5) Wald Test: Equation: MH1 Test Statistic F-statistic Chi-square Value 29.46649 117.8660 df Probability (4, 30) 0.0000 0.0000 Value Std Err Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) C(2) C(3) C(4) C(5) -1.105148 0.779303 0.521670 -0.329984 0.505008 0.245884 0.124304 0.146828 Restrictions are linear in coefficients 10 Tiểu luận môn Kinh tế lượng Với Probability = ta kết luận tồn β(j) khác không cách có ý nghĩa mức 5% Kiểm định phân phối chuẩn: Để kiểm định sai số mô hình có tuân theo quy luật phân phối chuẩn hay không, sử dụng kiểm định Jarque – Bera Xét cặp giả thiết: - H0 – ε tuân theo quy luật phân phối chuẩn - H1 - ε không tuân theo quy luật phân phối chuẩn Từ phần mềm SPSS tính thống kê sai số mô hình ước lượng: - Hệ số bất đối xứng: S = 0,001 - Độ nhọn: K = 2,507 S K −3) ( + - JB = n  6 24  Tra bảng phân phối χ2 , với  ÷= 0,35 ÷  α = 5%, χ (2) = 5,99 > JB Chấp nhận giả thiết Ho, sai số mô hình tuân theo quy luật phân phối chuẩn Kiểm tra tượng đa cộng tuyến mô hình : Những biến độc lập xác định cần phải lựa chọn biến độc lập có mức độ tương quan mạnh với biến phụ thuộc Tiến hành đánh giá lại tương quan biến độc lập với biến phụ thuộc Phương pháp đánh giá lựa chọn giá trị hệ số tương quan |ryxi| có giá trị gần Bảng kết hệ số tương quan sau cho phép lựa chọn biến độc lập 11 Tiểu luận môn Kinh tế lượng Correlations y Pearson Correlation Sig (1-tailed) N x2 x3 x4 x5 y 1,000 -,505 ,679 ,747 -,662 x2 -,505 1,000 -,280 -,404 ,179 x3 ,679 -,280 1,000 ,388 -,560 x4 ,747 -,404 ,388 1,000 -,483 x5 -,662 ,179 -,560 -,483 1,000 ,001 ,000 ,000 ,000 x2 ,001 ,052 ,008 ,151 x3 ,000 ,052 ,011 ,000 x4 ,000 ,008 ,011 ,002 x5 ,000 ,151 ,000 ,002 y 35 35 35 35 35 x2 35 35 35 35 35 x3 35 35 35 35 35 x4 35 35 35 35 35 x5 35 35 35 35 35 y Với kết hệ số tương quan biến X i Y tương đối gần nên tất biến độc lập chọn - Để phát hiện tượng đa cộng tuyến mô hình người ta thường sử dụng hệ số tương quan cặp biến giải thích sử dụng nhân tử phóng đại phương sai VIF Nếu hệ số tương quan cặp biến giải thích < 0,8 nhân tử phóng đại phương sai VIF < không xảy tượng đa cộng tuyến ngược lại Theo bảng ta thấy: - Các rxixj < 0,8 - Các hệ số VIF < Vậy mô hình không tồn tượng đa cộng tuyến 12 Tiểu luận môn Kinh tế lượng Kiểm định tượng tự tương quan mô hình: Để kiểm tra tính tự tương quan, sử dụng phương pháp kiểm định DurbinWatson Từ phần mềm SPSS ta tính d = 1,773 Tra bảng thống kê Durbin-Watson với mức ý nghĩa α=5%; n=35, k’=5, ta có: dL du 4-du 4-dL 1,222 1,726 2,274 2,778 Ta thấy du < d < 4-du : theo quy tắc kiểm định d Durbin – Watson mô hình không tồn tượng tự tương quan Kiểm định phương sai không đồng nhất: Sử dụng kiểm định White để kiểm định phương sai không đồng mô hình Từ mô hình hồi quy mẫu : Y = 15,536 – 1,105X2 + 0,779X3 + 0,522X4 - 0,330X5 + ε (1) Uớc lượng mô hình ta phần dư ei , ta tính ei2, ta xây dựng mô hình hồi quy phần dư sau : ei2 = α1 + α2X2 + α3X3 + α4X4 +α5X5 + α6X22 + α7X32 + α8X42 + α9X52+ Vi Ước lượng mô hình phần mềm Eview ( View/Residual Test/White Heteroscedasticity) cho kết sau : White Heteroskedasticity Test: F-statistic 2.171536 Obs*R-squared 14.01886 Probability Probability Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 07/13/04 Time: 17:20 Sample: 1901:1 1909:3 Included observations: 35 Variable Coefficient C -48.72469 X2 -16.14645 X2^2 1.632767 X3 13.06838 X3^2 -0.326723 Std Error 54.60047 15.55775 1.566256 7.549651 0.238988 0.064602 0.081275 t-Statistic -0.892386 -1.037840 1.042465 1.730991 -1.367114 Prob 0.3804 0.3089 0.3068 0.0953 0.1833 13 Tiểu luận môn Kinh tế lượng X4 X4^2 X5 X5^2 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat -0.823311 -0.004303 1.848323 0.024698 0.400539 0.216089 29.46664 22575.36 -162.8750 2.180743 2.499915 -0.329336 0.056105 -0.076687 2.735188 0.675757 0.096303 0.256465 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 0.7445 0.9395 0.5052 0.7996 27.64194 33.28107 9.821429 10.22138 2.171536 0.064602 Vậy ei2 = -48.72469 -16.14645X2 + 13.06838X3 -0.823311X4 + 1.848323X5+1.632767X22 -0.326723X32 -0.004303X42 +0.024698X52 Qua bảng ta thấy Obs*R-squared = Xtt = nR2 = 14.01886 Xây dựng cặp giả thiết : - Ho :α1=α2=α3=α4=α5=α6=α7=α8=α9= (Phương sai đồng nhất) - H1 : Phương sai không đồng Với mức ý nghĩa 5%, tra bảng chi bình phương (χ2) với df=k-1= 9-1 = χ2(8) = 15,5073 So sánh Xtt với χ2(8) ta thấy Xtt