Lý thuyết về Các nhân tố ảnh hưởng đến thu nhập của người dân, kết quả mô hình về Các nhân tố ảnh hưởng đến thu nhập của người dân, các kiến nghị liên quan đến Các nhân tố ảnh hưởng đến thu nhập của người dân. Tổng quan về Các nhân tố ảnh hưởng đến thu nhập của người dân
Nguyễn Khánh Doanh Đtg Tạp chí KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ 118(04): 155 - 160 CÁC YẾU TỐ ẢNH HƢỞNG THU NHẬP CỦA HỘ NÔNG DÂN TẠI HUYỆN PHÖ LƢƠNG TỈNH THÁI NGUYÊN Nguyễn Khánh Doanh*, Nguyễn Thị Gấm, La Thị Thùy Lê, Mai Thùy Dung Trường Đại học Kinh tế & Quản trị Kinh doanh – ĐH Thái Nguyên TÓM TẮT Đề tài đƣợc thực nhằm xác định nhân tố ảnh hƣởng tới thu nhập nông hộ ngƣời nghèo huyện Phú Lƣơng, tỉnh Thái Nguyên 200 mẫu ngẫu nghiên đƣợc lựa chọn xã huyện Phú Lƣơng Điều tra đƣợc tiến hành lặp lại lần vào năm 2007 2012 Kết nghiên cứu cho thấy yếu tố mô hình nhƣ trình độ lao động chủ hộ, chi phí cho trồng trọt, chi phí cho chăn nuôi, diện tích sản xuất hộ số lao động hộ có tác động đến thu nhập hộ Tuy nhiên, nghiên cứu không tìm thấy có ảnh hƣởng biến dân tộc tới thu nhập hộ Căn vào kết nghiên cứu trên, số giải pháp hữu hiệu đƣợc đề xuất Từ khóa: Phú Lương, thu nhập hộ, yếu tố ảnh hưởng Mở đầu* Các sách xóa đói, giảm nghèo huyện Phú Lƣơng thực vào sống nhiều năm qua Những kết đạt đƣợc công xóa đói giảm nghèo, nâng cao mức sống thu nhập hộ đình huyện nhờ thành tựu kinh tế - xã hội tỉnh huyện phát triển theo chiều hƣớng tích cực Các chủ trƣơng đầu tƣ phát triển sở hạ tầng, hỗ trợ giống, vốn vay, vốn ƣu đãi, đào tạo nghề, giải việc làm, xoá nhà tạm sách khác làm thay đổi mặt nông thôn nâng cao đời sống nhân dân, góp phần giảm tỷ lệ hộ nghèo từ 31% năm 2007 xuống 12,99% năm 2011 (báo cáo tình hình kinh tế - xã hội huyện năm 2011) Tuy nhiên, nhìn lại vấn đề nghèo đói giai đoạn qua, không khỏi băn khoăn phận dân cƣ chịu cảnh thiếu thốn vật chất thu nhập thấp Tình trạng tái nghèo phổ biến tác động rủi ro thiên tai, dịch bệnh biến động xấu thị trƣờng Những hộ thoát nghèo, nhƣng có thu nhập cận chuẩn nghèo, dễ bị tái nghèo dƣới tác động rủi ro Thu nhập thấp dẫn đến hạn chế tiếp cận dịch vụ xã hội Ngoài ra, mức chênh lệch thu nhập vùng, nhóm dân cƣ có xu hƣớng tăng lên nguyên nhân tạo * Tel: 0977 242268 bất công xã hội Mặc dù đạt đƣợc thành tựu lớn công tác xoá đói giảm nghèo nâng cao thu nhập cho ngƣời dân, song thách thức đặt vấn đề cần đƣợc cấp, ngành tiếp tục nghiên cứu, có giải pháp hữu hiệu nâng cao mức thu nhập hộ gia đình, góp phần thực thành công xoá đói giảm nghèo huyện Xuất phát từ lý trên, tiến hành đề tài nghiên cứu xác định “các nhân tố ảnh hưởng tới thu nhập hộ nông dân huyện Phú Lương, tỉnh Thái Nguyên” Mục tiêu, thời gian phƣơng pháp thu thập số liệu Mục đích nghiên cứu xác định yếu tố ảnh hƣởng tới thu nhập hộ nông dân huyện Phú Lƣơng giai đoạn 2007 2011, từ đề xuất giải pháp nhằm nâng cao thu nhập hộ, góp phần nâng cao mức sống hộ nông dân địa bàn huyện nói riêng tỉnh Thái Nguyên nói chung Thời gian nghiên cứu: Số liệu phục vụ cho nghiên cứu đƣợc thu thập từ điều tra vào năm 2007 2011 Địa điểm nghiên cứu: Nghiên cứu đƣợc thực huyện Phú Lƣơng, tỉnh Thái Nguyên Phương pháp thu thập số liệu: Đề tài tiến hành điều tra lặp lại 200 hộ huyện Phú Lƣơng (điều tra lần năm 2007 lần năm 2012) xã huyện Phú Lƣơng, tỉnh Thái Nguyên Đối tƣợng điều tra bao gồm 155 Nguyễn Khánh Doanh Đtg Tạp chí KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ hộ ngƣời dân tộc hộ gia đình ngƣời Kinh Xã Yên Đổ xã Yên Lạc đại diện cho khu vực phía Bắc, có tỷ lệ hộ nghèo cao chuyên sản xuất nông nghiệp Xã Ôn Lƣơng xã Động Đạt đại diện khu vực miền Trung, có tỷ lệ hộ nghèo cao, địa hình khó khăn phức tạp Xã Vô Tranh đại diện khu vực miền Nam huyện, có điều kiện sản xuất tốt vùng chè chuyên canh Mỗi xã chọn ngẫu nhiên 40 hộ nghèo Phƣơng pháp phân tích Mô hình Cobb Douglas phi tuyến tính đƣợc sử dụng nhằm đánh giá nhân tố ảnh hƣởng tới thu nhập hộ nông dân huyện Phú Lƣơng Hàm Cobb-Douglas đƣợc xây dựng nhƣ sau: Y = AX1b1 X2b2*X3b3*X4b4*X5b5*eα1D1 + U Trong đó: Y: Thu nhập bình quân hộ (nghìn đồng) A hệ số mô hình Các biến độc lập: X1: Trình độ học vấn chủ hộ (lớp), X2: Chi phí cho trồng trọt (nghìn đồng), X3: Chi phí cho chăn nuôi (nghìn đồng), X4: Diện tích đất sản xuất hộ (m2), X5: Lao động hộ (ngƣời) D: Biến giả dân tộc (1: dân tộc Kinh; 0: dân tộc khác); Ui sai số ngẫu nhiên cứu mô hình; 118(04): 155 - 160 bi độ co giãn Xi Y, điều có nghĩa Xi tăng lên 1% dẫn đến Y tăng lên Bi %, biến khác không thay đổi Đối với biến giả, hộ gia đình ngƣời Kinh, thu nhập tăng lên cao α so với hộ ngƣời dân tộc Kết thảo luận Ứng dụng Excel để giải toán hàm CD dƣới dạng phi tuyến tính ta có bảng hàm sản xuất năm 2007 2011 bảng 1: Kiểm định phân tích mô hình năm 2007 Kết phân tích yếu tố tác động đến thu nhập hộ gia đình năm 2007 đƣợc thể mô hình sau: Năm 2007: Ln(TN) = 5,094+ 0,1629Ln(TD) + 0,1675Ln(TT) + 0,1994Ln(CN) + 0,1451Ln(DT) + 0,4917 Ln(LD) + 0,0685 D Nhận xét mô hình Để xác định tồn mô hình, ta so sánh F mô hình với F(k-1,n-k)(α) Nếu F(k-1,n-k)(α) (tra bảng) > F(mô hình) chấp nhận giả thiết H0 cho tất biến giải thích Xi không ảnh hƣởng tới thu nhập bình quân/khẩu/tháng Bảng 1: Kết chạy mô hình hồi quy yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập hộ 2007 2011 Hệ số ƣớc T–kiểm Hệ số ƣớc T–kiểm Tên biến Mức ý nghĩa Mức ý nghĩa lƣợng định lƣợng định Hệ số chặn 5.0948 12.8587 9.77E-28 5.9836 12.5675 7.42E-27 Ln(X1) 0.1629 1.8921 0.0599 0.4995 4.55891 9.12E-06 Ln(X2) 0.1675 3.2273 0.0014 0.1804 3.5519 0.0004 LN(X3) 0.1994 6.5234 5.89E-10 0.1155 3.9240 0.0001 Ln(X4) 0.1451 4.9703 1.47E-06 0.1570 3.7980 0.0001 Ln(X5) 0.4917 4.7065 4.8E-06 0.3949 2.8312 0.0051 D 0.0685 1.2566 0.2104 -0.0268 -0.3384 0.735 Hệ số xác định bội R2 65.06% 42.02% Hệ số xác định bội 63.97% 40.21% hiệu chỉnh R2 FStatitic = 59.8976 23.3132 Prob[F] = 1.75E-41 1.25E-20 Số quan sát 200 200 Hàm ƣớc lƣợng yếu tố ảnh hƣởng tới thu nhập hộ điều tra là: - Năm 2007: Ln(Y) = 5,094+ 0,1629Ln(X1) + 0,1675Ln(X2) + 0,1994Ln(X3) + 0,1451Ln(X4) + 0,4917 Ln(X5) + 0,0685 D - Năm 2011: Ln(Y) = 5,983+ 0,4995Ln(X 1) + 0,1804 Ln(X2) + 0,1155Ln(X3) + 0,1570Ln(X4) + 0,3949 Ln(X5) - 0,0268 D (Nguồn: Kết chạy hàm số liệu điều tra) 156 Nguyễn Khánh Doanh Đtg Tạp chí KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ H0: (b1=b2= =bi=0) Nếu F(k-1,n-k)(α) (tra bảng) < F(mô hình) chấp nhận giả thiết H1 cho có hệ số bi khác không (có biến giải thích Xi ảnh hƣởng tới thu nhập bình quân/khẩu/tháng) H1: Tồn hệ số bi khác F(k-1,n-k)(α) = F(5, 194)(0,05) = 2,260 < 59,89 Vậy giả thiết H1 đƣợc chấp nhận, có biến giải thích Xi ảnh hƣởng tới thu nhập bình quân/khẩu/tháng R2 = 0,6506 có nghĩa yếu tố chi phí trồng trọt, chi phí chăn nuôi, diện tích, lao động mô hình gây 65,06% biến động thu nhập hộ R2 = 0,6506 tiêu chấp nhận đƣợc nghiên cứu sản xuất nông nghiệp, đặc biệt phù hợp với địa phƣơng miền núi đa dạng điều kiện tự nhiên - kinh tế - xã hội Phân tích mô hình Qua phân tích ta thấy nhân tố định lớn đến thu nhập hộ yếu tố lao động, với mức ý nghĩa, hay gọi P _ value = 4,8E-06 có nghĩa với độ tin cậy 99% cho thấy tăng 1% lao động làm cho thu nhập hộ tăng lên 0,4917% Tiếp theo nhân tố tác động đến thu nhập hộ hoạt động chăn nuôi, với mức ý nghĩa, hay gọi P_value = 5,89E-10 có nghĩa với độ tin cậy 99% tăng 1% vốn đầu tƣ cho chăn nuôi làm cho thu nhập hộ tăng lên 0,1994% Với mức ý nghĩa, hay gọi P_value = 0,0015, có nghĩa với độ tin cậy 99% tăng vốn đầu tƣ cho hoạt động trồng trọt lên làm cho thu nhập hộ tăng lên 0,1675% Qua kết hàm CD cho biết, yếu tố trình độ chủ hộ ý nghĩa mô hình, thời gian này, hộ đầu tƣ cho trồng trọt, chăn nuôi sinh hoạt gia đình, không đầu tƣ cho việc nâng cao trình độ chủ hộ.Với giả thuyết có khác biệt thu nhập nhóm hộ dân tộc Kinh với dân tộc khác ý nghĩa thống kê P-value=0,2104 tƣơng đƣơng với xác suất 88,96% 118(04): 155 - 160 Khi yếu tố khác không đổi, chi phí trồng trọt tăng thêm 1% thu nhập hộ tăng lên tƣơng ứng 0.167%, hay chi phí trồng trọt tăng thêm 1000đ thu nhập hộ tăng lên tƣơng ứng 0.898 nghìn đồng Khi yếu tố khác không đổi, số lao động hộ tăng thêm 1% thu nhập hộ tăng lên tƣơng ứng 0.491%, hay số lao động hộ tăng thêm ngƣời thu nhập hộ tăng lên tƣơng ứng 5019.2 nghìn đồng Kiểm định phân tích mô hình năm 2011 Mô hình ƣớc lƣợng yếu tổ ảnh hƣởng tới thu nhập hộ năm 2011 là: Ln(TN) = 5,983+ 0,4995Ln(TD) + 0,1804 Ln(TT) + 0,1155Ln(CN) + 0,1570Ln(DT) + 0,3949 Ln(LD) -0,0268 D Nhận xét mô hình Để xác định tồn mô hình, ta so sánh F mô hình với F(k-1,n-k)(α) Nếu F(k-1,n-k)(α) (tra bảng) > F(mô hình) chấp nhận giả thiết H0 cho tất biến giải thích Xi không ảnh hƣởng tới thu nhập bình quân/khẩu/tháng H0: (b1=b2= =bi=0) Nếu F(k-1,n-k)(α) (tra bảng) < F(mô hình) chấp nhận giả thiết H1 cho có hệ số bi khác không (có biến giải thích Xi ảnh hƣởng tới thu nhập bình quân/khẩu/tháng) H1: Tồn hệ số bi khác F(k-1,n-k)(α) = F(5, 194)(0,05) = 2,260 < 23,31 Vậy giả thiết H1 đƣợc chấp nhận, có biến giải thích Xi ảnh hƣởng tới thu nhập bình quân/khẩu/tháng R2 = 0,4202 có nghĩa yếu tố chi phí trồng trọt, chi phí chăn nuôi, diện tích, lao động mô hình gây 42,02% biến động thu nhập hộ Còn lại 57,98% yếu tố ngẫu nhiên yếu tố khác mô hình Phân tích mô hình Trong nhân tố tồn mô hình phân tích nhân tố trình độ chủ hộ có tác động mạnh đến thu nhập hộ, với mức ý nghĩa P_value = 9,12E-06, có nghĩa 157 Nguyễn Khánh Doanh Đtg Tạp chí KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ với độ tin cậy 99%, yếu tố khác không đổi trình độ học vấn chủ hộ tăng lên lớp làm cho thu nhập hộ tăng lên 0,4995% Yếu tố tác động đến thu nhập mô hình hoạt động chăn nuôi, với mức ý nghĩa hay P _ value = 0,00012, có nghĩa với độ tin cậy 99%, tăng chi phí cho hoạt động chăn nuôi lên 1% làm cho thu nhập hộ tăng lên 0.1155% Yếu tố lao động ý nghĩa mô hình, điều kiện hộ gia đình đáp ứng đủ lao động cho sản xuất nông nghiệp, mặt khác công việc nông nghiệp không nhiều việc lao động tăng lên đồng nghĩa với việc tạo sức ép việc làm hộ làm giảm thu nhập bình quân/khẩu/tháng gia đình Khi yếu tố khác không đổi, số năm học chủ hộ tăng thêm 1% thu nhập hộ tăng lên tƣơng ứng 0.499%, hay số năm học chủ hộ tăng thêm năm thu nhập hộ tăng lên tƣơng ứng 1014.82 nghìn đồng Khi yếu tố khác không đổi, chi phí trồng trọt tăng thêm 1% thu nhập hộ tăng lên tƣơng ứng 0.18%, hay chi phí trồng trọt tăng thêm 1000đ thu nhập hộ tăng lên tƣơng ứng 0.475 nghìn đồng Khi yếu tố khác không đổi, số lao động hộ tăng thêm 1% thu nhập hộ tăng lên tƣơng ứng 0.39%, hay số lao động hộ tăng thêm ngƣời thu nhập hộ tăng lên tƣơng ứng 3845.41 nghìn đồng So sánh kết mô hình Cobb-Douglas qua giai đoạn 2007 2011 Qua phân tích cho thấy: Thu nhập hộ nông dân phụ thuộc vào nhân tố nhƣ trình độ học vấn chủ hộ, hoạt động chăn nuôi, trồng trọt, diện tích canh tác lao động Tuy nhiên mức độ phụ thuộc thu nhập hộ nông dân vào có thay đổi qua năm theo chiều hƣớng giảm (năm 2007: R2=63,97%; năm 2011: R2=40,21%); qua kết phân tích cho thấy năm 2007 2011 thu nhập hộ không phụ thuộc vào nhân tố dân tộc Điều đƣợc giải thích tập quán canh tác nhóm dân tộc khác giống nhƣ dân tộc Kinh điều kiện 158 118(04): 155 - 160 hạ tầng sở, thị trƣờng địa phƣơng có tính đồng nhóm hộ Trong nhân tố tồn mô hình nhân tố nhƣ: trình độ học vấn, hoạt động trồng trọt diện tích đất tác động đến thu nhập hộ có xu hƣớng mạnh hơn, mạnh nhân tố trình độ học vấn chủ hộ; Năm 2007, yếu tố trình độ mô hình ý nghĩa hộ chƣa đƣợc trọng đầu tƣ tƣ an phận ngƣời dân Năm 2011, yếu tố lao động ý nghĩa Nguyên nhân tăng lao động không đáp ứng đƣợc nhu cầu việc làm làm giảm thu nhập bình quân/ngƣời/tháng Do đó, địa phƣơng cần phải có sách phát triển ngành nghề, tạo nhiều việc làm để tăng thu nhập cho ngƣời dân Sau năm, nhận thức đƣợc thay đổi, trình độ chủ hộ đƣợc nâng cao kinh nghiệm kiến thức sản xuất quản lý gia đình thƣờng đƣa định sản xuất hiệu tốt hơn, đặc biệt việc sử dụng đồng vốn đầu tƣ cho sản xuất Năm 2011, hoạt động chăn nuôi lại có tác động không mạnh tới thu nhập hộ so với năm 2007 có biến động chi phí thức ăn tăng mạnh năm 2011 Tuy nhiên, yếu tố dân tộc không tác động tới thu nhập/ngƣời/tháng hộ, lại yếu tố khác có ý nghĩa ảnh hƣớng tới phát triển kinh tế hộ nghiên cứu Kết luận kiến nghị Trong trình thực nghiên cứu thu nhập hộ nông dân huyện Phú Lƣơng, rút số kết luận nhƣ sau: Đƣợc đầu tƣ, hỗ trợ nhà nƣớc với phấn đấu nỗ lực quyền địa phƣơng vƣơn lên sản xuất ngƣời dân, công xóa đói giảm nghèo nâng cao thu nhập cho ngƣời dân huyện Phú Lƣơng có tác động tích cực làm thay đổi sống hộ gia đình nông dân Kết nghiên cứu cho thấy mức sống ngƣời dân đƣợc cải thiện rõ rệt, ngƣời dân đƣợc tiếp cận với nhiều dịch vụ xã hội, đồng thời có nhiều kinh nghiệm sản xuất Tuy nhiên, sau năm (2007-2011), số hộ nghèo không giảm so với năm trƣớc cho thấy công tác xoá đói giảm nghèo chƣa đạt kết cao, đồng nghĩa với việc thu nhập Nguyễn Khánh Doanh Đtg Tạp chí KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ ngƣời nghiên cứu hạn chế Thu nhập họ hầu hết xoay quanh chuẩn nghèo, dễ dẫn đến tái nghèo có tác động khách quan nhƣ có thay đổi chuẩn nghèo Thông qua mô hình Cobb-Douglas phân tích nhân tố ảnh hƣởng đến sản xuất hộ nhƣ trình độ học vấn chủ hộ, đầu tƣ chăn nuôi, trồng trọt, diện tích canh tác lao động Tuy nhiên mức độ tác động nhân tố độc lập vào thu nhập hộ nông dân có thay đổi qua năm 2007 2011 theo chiều hƣớng giảm (R2 2007= 0.6397; R22011=0.4021); nhân tố trình độ ảnh hƣởng mạnh tới thu nhập hộ, nhân tố dân tộc không ảnh hƣởng tới thu nhập hộ Bên cạnh đó, vấn đề giải việc làm, tăng thu nhập cho lao động, địa phƣơng cần khẩn trƣơng có sách phù hợp Kiến nghị Tiếp tục thực công tác giảm nghèo nhằm nâng cao thu nhập nhƣ cải thiện chất lƣợng sống cho ngƣời nông dân Trong số giải pháp đề huyện nên chuyển dịch cấu kinh tế phù hợp với điều kiện địa phƣơng, xoá bỏ dần tính chất nông Đồng thời khuyến khích ngƣời dân đầu tƣ cho trồng trọt, chăn nuôi, phát triển vùng chè để tận dụng lợi vùng Công tác đào tạo nghề, nâng cao trình độ cho ngƣời nông dân nông thôn chủ trƣơng đúng, nhiên, chất lƣợng hiệu 118(04): 155 - 160 công tác đào tạo nghề chƣa cao, chƣa đáp ứng đƣợc nhu cầu nguyện vọng ngƣời dân, công việc nên đƣợc đánh giá rút kinh nghiệm sớm tốt TÀI LIỆU THAM KHẢO Báo cáo tổng kết 10 năm thực công tác xóa đói, giảm nghèo UBND huyện Phú Lƣơng Báo cáo tổng kết năm thực chƣơng trình mục tiêu quốc gia giảm nghèo giai đoạn 20072011 UBND huyện Phú Lƣơng Báo cáo tình hình thực nhiệm vụ kinh tế xã hội, an ninh quốc phòng năm 2011 Phƣơng hƣớng, giải pháp thực nhiệm vụ năm 2011 UBND huyện Phú Lƣơng Báo cáo tổng kết tình hình thực nhiệm kinh tế - xã hội, an ninh quốc phòng nhiệm kỳ năm 2004-2010 Phƣơng hƣớng, giải pháp thực nhiệm vụ nhiệm kỳ năm 2011 - 2020 HĐND huyện Phú Lƣơng Báo cáo Phát triển Việt Nam 2004 Nghèo Báo cáo chung nhà tài trợ Hội nghị Tƣ vấn nhà tài trợ Việt Nam, Hà Nội, 2-3 tháng 12 năm 2003 Biểu tổng hợp rà soát hộ nghèo năm 2007, 2008, 2009, 2010, 2011 Phòng Lao Động TB &XH Biểu tổng hợp kết điều tra hộ nghèo, hộ cận nghèo huyện Phú Lƣơng năm 2011, Phòng Lao Động TB &XH Các mục tiêu phát triển thiên niên kỷ, Hà Nội,2003 Hội nghị chống đói nghèo khu vực Châu Á Thái Bình Dƣơng, ESCAP tổ chức Băng Cốc - Thái Lan, tháng 9/2003 10 Niên giám thống kê tỉnh Thái Nguyên năm 2010, 2011 SUMMARY INFLUENCE FACTORS OF HOUSEHOLD INCOME IN PHU LUONG DISTRICT - THAI NGUYEN PROVINCE Nguyen Khanh Doanh*, Nguyen Thi Gam, La Thi Thuy Le, Mai Thuy Dung College of Economics and Business Administration - TNU This study was conducted to identify factors that influenced the incomes of the poor households in Dinh Hoa district, Thai Nguyen province 200 samples were randomly selected from selected communes The surveys were repeated with the same samples in 2007 and 2012 Research finding showed that the educational level of the household head, expenditure for agricultural cultivation, expenditure for animal husbandry, cultivated area, and number of the household laborers had a positive influence on the household income Based on these research findings, some recommendations were proposed Keywords: Phu Luong, incomes of household, influence factors * Tel: 0977 242268 159 Nguyễn Khánh Doanh Đtg Tạp chí KHOA HỌC & CÔNG NGHỆ 118(04): 155 - 160 Phụ lục 1: Kết mô hình Cobb-Douglas cho năm 2007 Regression Statistics Multiple R 0,806602 R Square 0,650607 Adjusted R Square 0,639745 Standard Error 0,381272 Observations 200 ANOVA df Regression Residual 193 Total 199 Intercept TD Trong trot chan nuoi Dien tichm2) LD Dan toc CH Coefficients 5,094847 0,162942 0,167562 0,199404 0,145111 0,491766 0,068569 SS 52,24342 28,05613 80,29955 Standard Error 0,396218 0,086115 0,051919 0,030567 0,029195 0,104485 0,054566 MS 8,707237 0,145369 F 59,89768 Sig F 1,75E-41 t Stat 12,8587 1,892154 3,227376 6,523415 4,970326 4,706552 1,256623 P-value 9,77E-28 0,059968 0,001468 5,89E-10 1,47E-06 4,8E-06 0,210409 Lower 95% 4,313374 -0,0069 0,065161 0,139115 0,087528 0,285686 -0,03905 Upper 95% 5,87632 0,332789 0,269964 0,259693 0,202694 0,697846 0,176192 Lower 95.0% 4,313374 -0,0069 0,065161 0,139115 0,087528 0,285686 -0,03905 Upper 95.0% 5,87632 0,332789 0,269964 0,259693 0,202694 0,697846 0,176192 Phụ lục 2: Kết mô hình Cobb-Douglas cho năm 2011 Regression Statistics Multiple R 0.561815 R Square 0.315636 Adjusted R Square 0.29436 Standard Error 0.52554 Observations 200 ANOVA df Regression Residual 193 Total 199 Coefficients Intercept Ln(TD) Ln(TT) LN(CN) Ln(DT) Ln(LD) Dan toc 6.283871 0.214204 0.18367 0.115584 0.100516 0.401176 0.169339 Standard Error 0.582243 0.096532 0.064741 0.03808 0.045011 0.114308 0.085649 SS 24.58484 53.30513 77.88997 MS 4.097474 0.276192 t Stat P-value 10.79253 2.218998 2.83697 3.035304 2.233127 3.509613 1.977125 1.51E-21 0.027652 0.005041 0.002734 0.026689 0.000558 0.049451 F 14.83558 Lower 95% 5.135496 0.023811 0.055978 0.040478 0.011739 0.175723 0.000411 Significance F 6.37E-14 Upper 95% 7.432247 0.404597 0.311361 0.190689 0.189294 0.626628 0.338268 Lower 95.0% 5.135496 0.023811 0.055978 0.040478 0.011739 0.175723 0.000411 Upper 95.0% 7.432247 0.404597 0.311361 0.190689 0.189294 0.626628 0.338268 Ngày nhận bài:13/3/2014; Ngày phản biện:15/3/2014; Ngày duyệt đăng: 25/3/2014 Phản biện khoa học: TS Trần Nhuận Kiên – Trường Đại học Kinh tế & Quản trị Kinh doanh - ĐHTN 160