Tác động của vốn con người đến tăng trưởng kinh tế vùng đồng bằng sông cửu long giai đoạn 2007 2014

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH  NGUYỄN TẤN TÀI TÁC ĐỘNG CỦA VỐN CON NGƢỜI ĐẾN TĂNG TRƢỞNG KINH TẾ VÙNG ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG GIAI ĐOẠN 2007 – 2014 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh - Năm 2015 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH  NGUYỄN TẤN TÀI TÁC ĐỘNG CỦA VỐN CON NGƢỜI ĐẾN TĂNG TRƢỞNG KINH TẾ VÙNG ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG GIAI ĐOẠN 2007 – 2014 Chuyên ngành: KINH TẾ PHÁT TRIỂN Mã số: 60310105 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC: TS NGUYỄN HOÀNG BẢO TP Hồ Chí Minh - Năm 2015 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn "Tác động vốn người đến tăng trưởng kinh tế vùng Đồng sông Cửu Long giai đoạn 2007 – 2014'' nghiên cứu thực Tôi xin cam đoan thông tin trích dẫn rõ nguồn gốc có độ xác cao phạm vi hiểu biết Các số liệu, kết nêu luận văn trung thực chưa công bố công trình khác Tôi xin chịu trách nhiệm nghiên cứu Học viên thực luận văn Nguyễn Tấn Tài MỤC LỤC Trang phụ bìa Lời cam đoan Mục lục Danh mục bảng biểu Danh mục hình Danh sách chữ viết tắt Tóm tắt CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Đặt vấn đề 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.6 Ý nghĩa thực tiễn đề tài 1.7 Cấu trúc luận văn CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LÝ LUẬN 2.1 Khái niệm lý thuyết tăng trưởng kinh tế 2.1.1 Khái niệm tăng trưởng kinh tế 2.1.2 Tổng luận mô hình tăng trưởng kinh tế 2.1.3 Cách tính tăng trưởng kinh tế 100 2.2 Khái niệm lý thuyết vốn người 11 2.2.1 Khái niệm vốn người 11 2.2.2 Các thước đo vốn người 12 2.2.3 Vai trò vốn người tăng trưởng kinh tế 18 2.3 Hàm sản xuất Cobb – Douglas 21 2.4 Các nghiên cứu thực nghiệm liên quan 23 2.4.1 Nghiên cứu nước 23 2.4.2 Nghiên cứu nước 25 2.5 Khung phân tích 29 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 32 3.1 Mô hình kinh tế lượng 32 3.2 Mô tả biến giả thuyết nghiên cứu 33 3.3 Giả định mô hình 38 3.4 Dữ liệu nghiên cứu 39 3.5 Phương pháp nghiên cứu 39 3.6 Quy trình nghiên cứu 43 CHƢƠNG : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 47 4.1 Tổng quan tình hình tăng trưởng kinh tế lao động khu vực ĐBSCL 47 4.1.1 Tổng quan khu vực ĐBSCL 47 4.1.2 Tăng trưởng kinh tế khu vực ĐBSCL 49 4.1.3 Lao động khu vực ĐBSCL 49 4.2 Phân tích 51 4.2.1 Phân tích thống kê mô tả 51 4.2.2 Phân tích mối tương quan biến mô hình 54 4.2.3 Kiểm định lợi kinh tế theo quy mô mô hình nghiên cứu 57 4.3 Kết kinh tế lượng 58 4.3.1 Kết hồi quy mô hình Pooled OLS, FEM REM 58 4.3.2 Kiểm định lựa chọn mô hình phù hợp 59 4.3.3 Thảo luận kết nghiên cứu 63 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 65 5.1 Khám phá nghiên cứu 65 5.2 Một số đề xuất khuyến nghị 66 5.3 Hạn chế nghiên cứu 67 5.4 Hướng phát triển đề tài 67 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 2.1 : Bảng tóm lược kết nghiên cứu thực nghiệm tác giả nước 27 Bảng 3.1: Chi tiết tính toán biến vốn người (H) 34 Bảng 3.2: Bảng tổng hợp biến sử dụng luận văn dấu kỳ vọng 37 Bảng 4.1: Dân số trung bình phân theo khu vực nước qua năm 48 Bảng 4.2: Lực lượng lao động theo khu vực nước qua năm 50 Bảng 4.3: Bảng thống kê mô tả biến mô hình giai đoạn 2007 – 2014 52 Bảng 4.4: Ma trận tương quan biến mô hình nghiên cứu chưa logarit hóa 56 Bảng 4.5: Ma trận tương quan biến mô hình nghiên cứu logarit hóa 56 Bảng 4.6: Kết ước lượng mô hình Pooled – OLS, FEM REM 59 Bảng 4.7: Kết kiểm định Hausman 60 Bảng 4.8: Kết kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian multiplier cho mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) 61 Bảng 4.9: Kết hồi quy đa biến theo mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) điều chỉnh, khắc phục phương sai thay đổi 62 DANH MỤC HÌNH Hình 2.1: Giới hạn tăng trưởng Hình 2.2: Khung phân tích 30 Hình 3.1: Quy trình nghiên cứu 45 Hình 4.1: Bản đồ tỉnh, thành phố Đồng sông Cửu Long 48 Hình 4.2: Tốc độ tăng trưởng GDP nước khu vực ĐBSCL giai đoạn 2007 – 2014 49 Hình 4.3: Lao động theo trình độ 51 Hình 4.4: Mối tương quan biến độc lập biến phụ thuộc 55 DANH SÁCH CÁC CHỮ VIẾT TẮT DNNN: Doanh nghiệp nhà nước DNNQD: Doanh nghiệp quốc doanh ĐBSCL: Đồng sông Cửu Long FDI: Vốn đầu tư trực tiếp nước (Foreign Direct Investment) FEM: Mô hình hiệu ứng cố định (Fixed Effect Model) GDP: Tổng sản phẩm quốc nội (Gross Domestic Product) ICOR: Tỷ lệ vốn sản lượng tăng thêm (Incremental Capital – Output Ratio) OECD: Tổ chức Hợp tác Phát triển Kinh tế (Organization for Economic Cooperation and Development) Pooled – OLS: Mô hình hệ số không thay đổi (Pooled Regression Model) REM: Mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (Random Effect Model) TCTK: Tổng cục Thống kê TÓM TẮT Với mục đích đo lường tác động vốn người đến tăng trưởng kinh tế vùng Đồng sông Cửu Long (ĐBSCL), từ lý thuyết kinh tế học nghiên cứu thực nghiệm trước, đặc biệt Ng Leung (2004), đề tài sử dụng hàm sản xuất Cobb – Douglas mở rộng với biến phụ thuộc sản lượng biến độc lập bao gồm: Vốn vật chất, lực lượng lao động, vốn người, độ mở kinh tế, tỷ trọng nông nghiệp, chi tiêu phủ, ảnh hưởng doanh nghiệp nhà nước ảnh hưởng doanh nghiệp quốc doanh Trong đó, biến vốn người đo số năm học bình quân lực lượng lao động Nghiên cứu sử dụng liệu bảng cân đối 13 tỉnh, thành phố vùng ĐBSCL giai đoạn 2007 – 2014 đề cập ba mô hình ước lượng sau: Mô hình hệ số không thay đổi (Pooled OLS), mô hình hiệu ứng cố định (FEM) mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) Trong đó, mô hình có ưu nhược điểm riêng Vì vậy, thông qua kiểm định tác giả lựa chọn mô hình mang lại ước lượng vững tính hiệu cao cho nghiên cứu Kết cho thấy mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) mô hình đem lại ước lượng vững, tính hiệu cao ba mô hình đề xuất nghiên cứu vốn người có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế với ước lượng khoảng 0,29% phần trăm tăng thêm số năm học bình quân Với kết đó, luận văn khuyến nghị sách để thúc đẩy tăng trưởng kinh tế đầu tư phát triển giáo dục, có nghĩa tích lũy nâng cao vốn người từ đem lại lợi ích cho xã hội thông qua nhiều kênh, góp phần nâng cao suất lao động Vì vậy, phát triển giáo dục cách khả thi để nâng cao tăng trưởng phát triển kinh tế Việt Nam nói chung vùng kinh tế ĐBSCL nói riêng Từ khóa: Vốn người, tăng trưởng kinh tế, liệu bảng, hàm sản xuất Cobb – Douglas 67 kinh tế ĐBSCL thay sử dụng nhiều thước đo khác sau lựa chọn thước đo phù hợp, hiệu nhất; Thứ ba, chất lượng số liệu kinh tế Việt Nam nói chung tỉnh, thành phố ĐBSCL nói riêng quan ban ngành cung cấp vấn đề nghiên cứu thực nghiệm Việt Nam; Cuối cùng, đề tài nghiên cứu tiếp cận liệu năm, nghiên cứu thực nghiệm tăng trưởng kinh tế thường cần chuỗi thời gian dài 5.4 Hƣớng phát triển đề tài Từ hạn chế trên, nghiên cứu tương lai cần phải sử dụng thêm số thước đo vốn người khác tốt phản ánh nhiều khía cạnh vốn người, chẳng hạn chi phí giáo dục bình quân, thu nhập bình quân lao động mô hình phức tạp hơn, phù hợp với thực tiễn ĐBSCL nói riêng Việt Nam nói chung Bên cạnh đó, đề tài nghiên cứu cần xem xét thêm biến số vĩ mô kinh tế kết hợp thời gian nghiên cứu đủ dài để phản ánh đầy đủ tình hình tăng trưởng kinh tế DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Danh mục tài liệu tiếng Việt Bùi Quang Bình, 2009 Vốn người đầu tư vào vốn người Tạp chí Khoa học công nghệ, Đại học Đà Nẵng, số (31), trang 1-8 Hoàng Thị Chinh Thon cộng sự, 2010 Tác động chi tiêu công tới tăng trưởng kinh tế địa phương VN Trung tâm nghiên cứu kinh tế sách Ngô Minh Tuấn, 2007 Kinh nghiệm quốc tế đo lường vốn người Tạp chí Quản lý Kinh Tế, số 15, trang 1-8 Nguyễn Thị Tuệ Anh, Vũ Xuân Nguyệt Hồng, Trần Toàn Thắng Nguyễn Mạnh Hải, 2006 Tác động đầu tư trực tiếp nước tới tăng trưởng kinh tế VN Viện Kinh tế Trung ương Nguyễn Thị Tuệ Anh Lê Xuân Bá, 2005 Chất lượng tăng trưởng kinh tế Một số đánh giá ban đầu cho VN Viện Nghiên cứu quản lý kinh tế Trung ương Phạm Thế Anh, 2008 Chi tiêu phủ tăng trưởng kinh tế: Khảo sát lý luận tổng quan Trung tâm Nghiên cứu kinh tế sách Phạm Thế Anh, 2008 Phân tích cấu chi tiêu phủ tăng trưởng kinh tế VN Trung tâm Nghiên cứu kinh tế sách Ricardo, D., 2002 Những nguyên lý kinh tế trị học thuế khóa Dịch từ tiếng anh Người dịch Nguyễn Đức Thành Nguyễn Hoàng Long, 2002 Hà Nội: Nhà xuất Chính trị Quốc gia The World Bank, 2011 Báo cáo phát triển VN 2012 [Ngày truy cập 13 tháng 12 năm 2014] 10 The World Bank, 2012 Nâng cao chất lượng giáo dục cho người đến năm 2020 [Ngày truy cập 18 tháng 01 năm 2015] 11 Thái Phúc Thành, 2014 Vai trò vốn người việc giảm nghèo bền vững Việt Nam Luận án Tiến sỹ, Đại học Kinh Tế Quốc Dân 12 Trần Thọ Đạt cộng sự, 2007 Những nhân tố tác động đến tăng trưởng kinh tế tỉnh thành Việt Nam NXB Kinh tế Quốc Dân, Đại học Kinh Tế Quốc Dân 13 Trần Thọ Đạt, 2011 Vai trò vốn người mô hình tăng trưởng Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế, số 393 Danh mục tài liệu tiếng Anh Barro, R.J., 1991 Economic growth in a cross section of countries Quarterly Journal of Economics, 106(2), pp 407-443 Barro, R.J., 1997 Determinants of economic growth: a cross-country empirical study NBER Working Paper, (5698), pp 1-118 Barro, R.J and Lee, J.W., 1993 International Comparisons of Educational Attainment NBER Working Paper Series, 32, pp 363-394 Barro, R.J and Lee, J.W., 2010 A New Data Set of Educational Attainment in the World 1950-2010 NBER Working Paper Series, (15902) Baro, R.J and Sala-i-Martin, X., 1995 Endogenous Growth Cambridge, MA:MIT Press Beker, S Gary, 1993 Human Capital: A Theoretical and Empirical Analysis, with Special Reference to Education The University of Chicago Press Blanchard, Oliver., 2000 Macroeconomics The third Edition, Prentice Hall Bussiness Publishing Borjas, George., 2005 Labor Economics McGraw-Hill, Third Edition Chen and Feng, 2000 Determinants of economic growth in China: Private enterprise, education, and openness China Economic Review, pp – 15 10 Cobb, C.W and Douglas, P.H., 1928 A Theory of Production American Economic Review, pp.139-165 11 Coulombe, S and Tremblay, J.A., 2001) Human capital and regional convergence in Canada Journal of Economic Studies, 28(3), pp 154 - 180 12 Cravo, Túlio A and Soukiazis, E., 2009 Educational Thresholds and Economic Growth: Empirical Evidence from Brazilian States International Network for Economic Research 13 Hayami, Y., 1998 Development Economics – From the Poverty to the Wealth of the Nations Clarendon Press Oxford 14 John Maynard Keynes, 1936 The General Theory of Employment, Interest and Money Marxists.org, 2002 15 Judson, R., 1995 Do Low Human Capital Coefficients Make Sense? A Puzzle and Some Answers Federal Reserve Board 16 Judson, R., 2002 Measuring Human Capital Like Physical Capital: What Does It Tell Us? Bulletin of Economic Research, 54(3), pp 209-231 17 Krueger, A B and Lindahl, M., 2001 Education for Growth: Why and for Whom? Journal of Economic Literature, 39(4), pp 1101-1136 18 Lau, L.J., Jamison, D.T., Liu, S.C and Rivkin, S., 1993 Education and Economic Growth: Some Cross-Sectional Evidence from Brazil Journal of Development Economics, 41, pp 45-70 19 Lucas, R.E., 1988 On the Mechanics of Economic Development Journal of Monetary Economics, 22, pp 3-42 20 Mankiw, N.G., Romer, D., and Weil, D., 1992 A contribution to the Empirics of Economic Growth Quarterly Journal of Economics, 107, pp 401-437 21 Martin, M.G and Herranz, A.A., 2004, Human capital and Economic growth in Spanish regions International Advances in Economic Research, 10(4), pp 257-264 22 Mincer, Jacob., 1989 Job Training: Costs, Returns, and Wage Profiles Columbia University Press 23 Mulligan, C.B and Sala-i-Martin, X., 1995 Measuring Aggregate Human Capital NBER Working Paper Series - Working Paper, (5016), National Bureau of Economic Research, Cambridge 24 Mulligan, C.B and Sala-i-Martin, X., 1997 A Labor Income Based Measure of Human Capital Japan and the World Economy, 9, pp 159-191 25 Mulligan, C.B and Sala-i-Martin, X., 2000 Measuring aggregate human capital Journal of Economic Growth, 5, pp 215-252 26 Ng, Y.C and Leung, C.M., 2004, Regional Economic Performance in China: A Panel Data Estimation RBC pp on China, Hong Kong Baptist University 27 OECD, 1998 Human Capital Investment- An International Comparision Paris: OECD 28 Romer, P.M., 1990 Human capital and growth: Theory and evidence Carnegie Rochester Conference Serie on Public Policy, 32, pp 251-86 29 Schultz, T.P., 1961 Investment in Human capital American Economic Review, 51, pp 1-17 30 Solow, R.M., 1956 A contribution to the theory of economic growth Quarterly Journal of Economics, 34, pp 1-26 31 Waines, W.J., 1963 The role of education in the development of underdeveloped countries The Canadian Journal of Economics and Political Science, 29(4), pp 437-445 32 Whalley, J and Zhao, X., 2010 The Contribution of Human Capital to China's Economic Growth NBER Working Paper Series, (16592) PHỤ LỤC Phụ lục 1: Các phƣơng pháp tính GDP Thứ nhất, phương pháp giá trị gia tăng (phương pháp sản xuất): GDP = AVA + IVA + SVA (2.1) Với AVA, IVA, SVA giá trị gia tăng ngành nông nghiệp, công nghiệp dịch vụ Thứ hai, phương pháp chi tiêu: GDP tổng tất khoản chi tiêu hàng hóa dịch vụ cuối cùng: GDP = C + I + G + NX (2.2) Với C tiêu dùng hộ gia đình, I đầu tư gồm đầu tư vào tài sản cố định đầu tư vào tài sản lưu động, G chi tiêu hàng hoá dịch vụ Chính phủ, NX giá trị hàng hoá dịch vụ xuất sang nước khác trừ giá trị hàng hoá dịch vụ nhập từ nước Thứ ba, phương pháp thu nhập: GDP thu nhập gộp yếu tố sản xuất kinh tế huy động cho trình sản xuất Nếu tính theo giá thị trường, GDP bao gồm thuế gián thu: GDP = w + i + r + Pr + De + Ti (2.3) Với w tiền lương khoản tiền thưởng người lao động, i thu nhập người cho vay, r thu nhập chủ đất, chủ nhà chủ tài sản cho thuê khác, Pr lợi nhuận chủ doanh nghiệp, Ti thuế gián thu De khấu hao Có thể sử dụng mức giá hành (GDP danh nghĩa) giá cố định (GDP thực) để đo lường GDP, mối quan hệ GDP danh nghĩa GDP thực thông qua số giá điều chỉnh GDP Theo đó: GDPdanh nghĩa = số điều chỉnhGDP*GDPthực (2.4) Để đo lường tốc độ tăng trưởng GDP thực danh nghĩa người ta thường sử dụng tiêu tốc độ tăng trưởng (gi), phản ánh % thay đổi GDP năm sau so với năm trước Tốc độ tăng trưởng GDP hàng năm tính theo công thức: (2.5) Trong đó: GDPt GDP năm thứ t thời kỳ nghiên cứu GDPt-1 GDP năm trước thời kỳ nghiên cứu Tăng trưởng kinh tế thước đo nhằm đánh giá thành công trình phát triển Phụ lục 2: Thống kê mô tả biến chƣa logarit hóa tabstat y k l h arg g f soe nse, s(count mean median max sd skew k ) stats y k N mean p50 max sd skewness kurtosis 104 13128.87 12192.81 28181.15 4398.995 5245.454 6526695 2.918591 104 41665.73 32426.49 190754.3 4334.438 34385.56 1.768841 6.845677 l h arg g f 104 104 104 779.3769 5.901585 4077413 731.05 5.89747 40875 1304.4 6.963233 603 444.9 4.601398 0808 224.1553 5071152 1139962 4910843 -.1744188 -1.042913 2.507915 2.665017 4.31872 104 1914933 18435 4421 0869 0660226 9025564 4.104163 104 0568327 02155 3697 0873454 2.141357 6.752199 soe nse 104 104 162849 6770317 108186 6547495 50705 9742 013 307928 1384725 1840087 9252249 -.0082838 2.509645 1.878172 Phụ lục 3: Thống kê mô tả biến logarit hóa tabstat lny lnk lnl lnh arg g f soe nse, s(count mean median max sd skew k ) stats lny lnk lnl lnh arg g f N 104 104 104 104 104 mean 9.402329 10.31843 6.617656 1.771491 4077413 p50 9.408437 10.38666 6.594479 1.774523 40875 max 10.24641 12.15874 7.173498 1.940644 603 8.389131 8.374347 6.09785 1.52636 0808 sd 4088325 837706 288351 0872958 1139962 skewness -.1726975 -.2377951 -.0295509 -.3935273 -1.042913 kurtosis 2.430489 2.5603 2.207936 2.879034 4.31872 104 1914933 18435 4421 0869 0660226 9025564 4.104163 104 0568327 02155 3697 0873454 2.141357 6.752199 soe nse 104 104 162849 6770317 108186 6547495 50705 9742 013 307928 1384725 1840087 9252249 -.0082838 2.509645 1.878172 Phụ lục 4: Ma trận hệ số tƣơng quan biến chƣa logarit hóa corr y k l h arg g f soe nse (obs=104) y k l h arg g f soe nse y k l h arg 1.0000 0.7949 0.5938 0.1300 -0.4546 -0.5224 -0.0761 -0.1690 0.2285 1.0000 0.1779 0.4305 -0.6082 -0.3620 0.1148 -0.1927 0.0045 1.0000 -0.1680 -0.0102 -0.3903 0.0536 -0.4062 0.3302 1.0000 -0.4440 -0.2247 0.2318 -0.2368 -0.2645 1.0000 0.3606 -0.0844 0.1705 -0.1364 g f soe nse 1.0000 -0.0126 1.0000 0.0801 -0.2544 1.0000 0.1293 -0.4648 -0.4422 1.0000 Phụ lục 5: Ma trận hệ số tƣơng quan với biến biến logarit hóa corr lny lnk lnl lnh arg g f soe nse (obs=104) lny lnk lnl lnh arg g f soe nse lny lnk lnl lnh arg 1.0000 0.7831 0.6661 0.1215 -0.4191 -0.5287 -0.0766 -0.2353 0.2415 1.0000 0.2814 0.3707 -0.5625 -0.3013 0.0988 -0.2641 0.0374 1.0000 -0.1250 -0.0167 -0.4143 0.0800 -0.4393 0.3083 1.0000 -0.4260 -0.2118 0.2321 -0.2274 -0.2677 1.0000 0.3606 -0.0844 0.1705 -0.1364 g f soe nse 1.0000 -0.0126 1.0000 0.0801 -0.2544 1.0000 0.1293 -0.4648 -0.4422 1.0000 Phụ lục 6: Kiểm định đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại VIF vif Variable VIF 1/VIF nse soe arg f lnl g lnh lnk 3.89 2.66 2.42 2.39 2.23 1.95 1.85 1.83 0.256905 0.376239 0.413908 0.418844 0.449002 0.513717 0.539997 0.546309 Mean VIF 2.40 Phụ lục 7: Kết ƣớc lƣợng kiểm định F mô hình Pooled - OLS reg lny lnk lnl lnh arg g f soe nse Source SS Model Residual 15.6020102 1.61382687 Total MS Number of obs = F( 8, 95) = Prob > F = R-squared = Adj R-squared = Root MSE = 1.95025128 95 016987651 17.2158371 103 167144049 lny lnk lnl lnh arg g f soe nse _cons df Coef Std Err .3245223 6248224 0505004 0839655 -1.216627 -.1379133 6757674 4437029 1.625576 0207414 0664664 2001977 1751081 2713899 2271859 1512003 1376967 6439017 test lnk+lnl=1 ( 1) lnk + lnl = F( 1, 95) = Prob > F = 0.66 0.4179 104 114.80 0.0000 0.9063 0.8984 13034 t P>|t| [95% Conf Interval] 15.65 9.40 0.25 0.48 -4.48 -0.61 4.47 3.22 2.52 0.000 0.000 0.801 0.633 0.000 0.545 0.000 0.002 0.013 2833454 3656991 4928698 7567749 -.3469422 447943 -.263668 4315989 -1.755404 -.6778498 -.5889344 3131078 3755969 9759379 1703404 7170653 3472695 2.903882 Phụ lục 8: Kết ƣớc lƣợng kiểm định F mô hình FEM xtreg lny lnk lnl lnh arg g f soe nse, fe Fixed-effects (within) regression Group variable: province Number of obs Number of groups = = 104 13 R-sq: within = 0.9693 between = 0.7272 overall = 0.8028 Obs per group: = avg = max = 8.0 corr(u_i, Xb) = 0.1035 F(8,83) Prob > F lny Coef lnk lnl lnh arg g f soe nse _cons 2738884 4260657 2912734 -.7140769 -.3855628 -.0476067 2167225 1416891 3.477161 0120924 189892 0774692 1641388 1712598 1099004 0999802 0820337 1.208641 sigma_u sigma_e rho 18431044 04502247 94368969 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(12, 83) = test lnk+lnl=1 ( 1) lnk + lnl = F( 1, 83) = Prob > F = 2.66 0.1064 t 22.65 2.24 3.76 -4.35 -2.25 -0.43 2.17 1.73 2.88 59.43 P>|t| = = 0.000 0.028 0.000 0.000 0.027 0.666 0.033 0.088 0.005 327.77 0.0000 [95% Conf Interval] 2498372 048378 1371903 -1.040542 -.7261917 -.2661942 017866 -.0214727 1.073224 2979397 8037533 4453565 -.3876114 -.0449338 1709808 4155791 3048508 5.881099 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 9: Kết ƣớc lƣợng kiểm định mô hình REM xtreg lny lnk lnl lnh arg g f soe nse, re Random-effects GLS regression Group variable: province Number of obs Number of groups = = 104 13 R-sq: within = 0.9688 between = 0.7882 overall = 0.8457 Obs per group: = avg = max = 8.0 corr(u_i, X) Wald chi2(8) Prob > chi2 = (assumed) lny Coef Std Err lnk lnl lnh arg g f soe nse _cons 2732549 5983802 2924868 -.6430166 -.4252044 -.0910125 243099 1580333 2.306953 0109661 1210238 0781869 1565854 1677721 1092218 0979558 0804543 7946986 sigma_u sigma_e rho 15444091 04502247 92167313 (fraction of variance due to u_i) test lnk+lnl=1 ( 1) lnk + lnl = chi2( 1) = Prob > chi2 = 1.20 0.2737 z 24.92 4.94 3.74 -4.11 -2.53 -0.83 2.48 1.96 2.90 P>|z| 0.000 0.000 0.000 0.000 0.011 0.405 0.013 0.049 0.004 = = 2607.66 0.0000 [95% Conf Interval] 2517618 3611778 1392432 -.9499183 -.7540316 -.3050832 0511091 0003459 7493729 294748 8355825 4457304 -.3361149 -.0963771 1230583 4350889 3157208 3.864534 Phụ lục 10: Kiểm định Hausman hausman FEM REM Coefficients (b) (B) FEM REM lnk lnl lnh arg g f soe nse 2738884 4260657 2912734 -.7140769 -.3855628 -.0476067 2167225 1416891 2732549 5983802 2924868 -.6430166 -.4252044 -.0910125 243099 1580333 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0006335 -.1723145 -.0012134 -.0710603 0396416 0434057 -.0263765 -.0163443 0050962 1463291 0492196 0343869 0121946 0200175 01602 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 8.39 Prob>chi2 = 0.3961 (V_b-V_B is not positive definite) Phụ lục 11: Kiểm định phƣơng sai thay đổi xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects lny[province,t] = Xb + u[province] + e[province,t] Estimated results: Var lny e u Test: sd = sqrt(Var) 167144 002027 023852 4088325 0450225 1544409 chibar2(01) = Prob > chibar2 = 201.78 0.0000 Var(u) = Phụ lục 12: Kết ƣớc lƣợng mô hình REM với việc khắc phục tƣợng phƣơng sai thay đổi phƣơng pháp robust error: xtreg lny lnk lnl lnh arg g f soe nse, re r Random-effects GLS regression Group variable: province Number of obs = Number of groups = 104 13 R-sq: within = 0.9688 between = 0.7882 overall = 0.8457 Obs per group: = avg = max = 8.0 corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(8) Prob > chi2 = 4539.93 = 0.0000 (Std Err adjusted for 13 clusters in province) lny lnk lnl lnh arg g f soe nse _cons sigma_u sigma_e rho Robust Coef Std Err .2732549 5983802 2924868 -.6430166 -.4252044 -.0910125 243099 1580333 2.306953 0148098 1200962 0494279 1624923 2167322 0690492 1054863 0649345 7558136 z 18.45 4.98 5.92 -3.96 -1.96 -1.32 2.30 2.43 3.05 P>|z| [95% Conf Interval] 0.000 0.000 0.000 0.000 0.050 0.187 0.021 0.015 0.002 2442282 3022816 362996 8337643 1956098 3893638 -.9614958 -.3245375 -.8499916 -.0004172 -.2263464 0443215 0363496 4498484 0307641 2853026 825586 3.788321 15444091 04502247 92167313 (fraction of variance due to u_i) ... TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH  NGUYỄN TẤN TÀI TÁC ĐỘNG CỦA VỐN CON NGƢỜI ĐẾN TĂNG TRƢỞNG KINH TẾ VÙNG ĐỒNG BẰNG SÔNG CỬU LONG GIAI ĐOẠN 2007 – 2014 Chuyên ngành: KINH TẾ PHÁT TRIỂN... tốc độ tăng trưởng kinh tế vùng ĐBSCL thời gian gần chịu tác động vốn người nào? Nghiên cứu nhằm kiểm chứng đánh giá ảnh hưởng vốn người tăng trưởng kinh tế vùng ĐBSCL giai đoạn 200 7- 2014 Đồng. .. tài yếu tố tác động đến tốc độ tăng trưởng kinh tế 13 tỉnh, thành phố vùng ĐBSCL giai đoạn 2007 – 2014 Phạm vi nội dung đề tài tập trung nghiên cứu tác động vốn người tăng trưởng kinh tế ĐBSCL,