CHUYỂN DỊCH cơ cấu NGÀNH KINH tế và VIỆC làm ở VIỆT NAM TIẾP cận THEO PHƯƠNG PHÁP NHÂN QUẢ GRANGER (tt)

Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 13 CHUYỂN DỊCH CƠ CẤU NGÀNH KINH TẾ VÀ VIỆC LÀM Ở VIỆT NAM: TIẾP CẬN THEO PHƯƠNG PHÁP NHÂN QUẢ GRANGER 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) TĨM 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 trò 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 – –3 ang –3 – 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 cải thiện, tăng từ ,3 năm l n , 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 14 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 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 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 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 trò quan trọng vấn đề tạo việc làm cho inh tế Sử ụng phương pháp phân tích chuyển ịch t trọng ngành hay gọi 15 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 tốn 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 16 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 hi có ự ch nh lệch mức ống, m i trường ống hai hu vực n ng nghiệp – c ng nghiệp, th hệ ố đầu có ự thay đổi tích cực, lớn từ au năm 000 Phương pháp nghiên cứu hương pháp iểm định nhân ranger sử dụng viết nh m đo lường mối quan hệ chuyển dịch cấu ngành kinh tế việc làm Đây phương pháp há đơn giản thực tế để chứng minh r ng liệu có tồn hay khơng 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 d n đến cấu ngành kinh tế dịch chuyển, hay hai yếu tố tr n có tác động qua lại l n Để kiểm định ranger au ality thực hiện, hai yếu tố chuyển dịch cấu ngành kinh tế tăng trưởng việc làm tính tốn định lượng dựa cơng 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 ẽ là: GL  Lt  Lt 1 *100% Lt 1 (1) 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 t lệ chuyển dịch h ng năm Đây cơng thức tính tốc độ chuyển dịch cấu ngành, bên cạnh công thức hác hệ số Cos Moore J (1978) hay số Stoi ov Ưu điểm công thức MLI d sử dụng, d tính tốn v n đảm bảo độ xác cao cách tính hác MLI o ,t  n x i 1 [ io ]  x  x[ it ] ln  [ it ]  , x[ it ]  0; x[ io ]   x  [ io ]   (2) Với x[io] x[it] t trọng GDP (ho c t 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 = , 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 ng 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 00 nghiên cứu ứng dụng liệu bảng để kiểm định quan hệ (1) hai biến Y nhân Granger quan sát T thời gian t = ,…,T đơn vị riêng lẻ i = ,…, Thông qua kết hợp chuỗi theo thời gian quan sát theo không gian, kiểm định nhân liệu bảng hiệu o với nhân Granger liệu chuỗi thời gian lý sau: (1) kiểm ốt tính h ng đồng đối tượng bảng; gia tăng độ xác ước lượng hồi quy liệu bảng thường có cỡ m u 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, thay (2) b ng biến chuyển dịch cấu ngành kinh tế Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 (gọi M I Y thay b ng biến tăng trưởng việc làm (gọi GL) kiểm định nhân hai biến quan điểm Granger tiến hành dựa việc xem xét mơ hình liệu bảng tuyến tính có dạng tổng quát au: GLi ,t  p  k 1 p (k ) i GLi ,t  k    i( k ) MLI i ,t  k  vit (3) k 1 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 h ng đổi theo tỉnh k số độ tr phương tr nh , giả thiết H0 theo ranger M I h ng có tác động lên GL Do vậy, ho c nhiều hệ số ước lượng biến tr M I tác động có ý nghĩa thống l n th ch ng ta có để bác bỏ H0 kết luận r ng MLI có tác động nhân lên GL Holtz et al (1985, 1988), Erdil & Yetkiner (2009), Hsiao (1989), Weinhold (1996), Nair-Reichert & Weinhold (2001), urlin 00 , thực kiểm định nhân ranger liệu bảng với nhiều cách tiếp cận hác Trong đó, cách tiếp cận Hurlin (2004, 2012) cách tiếp cận có phương pháp luận vững ẽ áp dụng nghiên cứu với ước kiểm định giả thuyết au: (1) Giả thuyết phi nhân đồng (Homogeneous Non Causality- HNC): Giả thuyết r ng không tồn mối quan hệ nhân cho tất tỉnh Vì vậy, tất hệ số độ dốc kết hợp với biến MLIi,t kiểm định b ng cho tất đơn vị i độ tr k thông qua c p giả thuyết sau: H : i( k ) =0,i  [1, N],k  [1, p] H1 : (i, k ) / i( k )  Thống sử dụng để kiểm định giả thuyết tr n tính theo cơng thức: Fhnc  17 ( RSS  RSS1 ) / N p RSS1 / [ N T  N (1  p )  p ] (4) Trong đó, SS1 tổng phần nh phương mơ hình nghiên cứu khơng bị ràng buộc, RSS2 tổng phần nh phương mơ hình nghiên cứu bị ràng buộc giả thuyết (3) hình khơng có có m t biến H0 (mơ tr MLI với γik h ng đồng tỉnh) Nếu giả thuyết chấp nhận, biến MLI khơng phải nguyên nhân gây GL tất tỉnh kiểm định nhân Granger kết thúc gược lại, giả thuyết HNC bị bác bỏ th tính đồng m u tiếp tục kiểm định ước (2) (2) Giả thuyết nhân đồng (Homogeneous Causality- HC): Giả thuyết r ng 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] /  i( k ) = k ,i  [1, N], H1 : k  [1, p], (i, j )  [1, N] /  i( k )   k Thống sử dụng để kiểm định giả thuyết tr n tính theo cơng thức: Fhc  ( RSS3  RSS1 ) / p ( N  1) (5) RSS1 / [ N T  N (1  p )  p ] RSS3 tổng phần mơ hình nghiên cứu bị ràng buộc giả thuyết H0 (mơ hình có giá trị βik đồng tỉnh γik h ng đồng tỉnh) Nếu kiểm định h ng có nghĩa thống kê, tức giả thuyết chấp nhận kết luận MLI ngun 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 o đó, ước nghiên cứu kiểm định giả thuyết phi nhân khác biệt (3) Giả thuyết phi nhân khác biệt (Heterogeneous Non Causality- HENC): Kiểm định HENC cho phép tồn số 18 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 khơng phải 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 khơng có quan hệ nhân với c p giả thuyết sau: H : i  [1, N],k  [1, p] / i( k ) =0 H1 : i  [1, N],k  [1, p] / i( k )  tương ứng là: Thống i Fhenc  ( RSS2,i  RSS1 ) / p RSS1 / [ N T  N (1  p)  p] (6) RSS2,i tổng nh phương phần mơ hình bị ràng buộc giả thuyết không cho giá trị βik tỉnh i Nếu giả thuyết HENC chấp nhận, kết luận khơng có tồn mối quan hệ GL MLI cho tỉnh i ngược lại Kiểm định nhân Granger phải thực sau kiểm tra tính dừng chuỗi (hiệp phương ừng) thơng qua kiểm định nghiệm đơn vị ugmente ic ey – Fuller (Maddala Wu, 1999), Phillips – erron hoi, 00 tính ừng theo liệu chéo đề xuất Levin, Lin Chu (LLC, 2002) ho c Im, Pesaran Shin I S, 003 … để chắn r ng chúng có mối quan hệ ổn định lâu dài với Theo Gujarati (2004, tr969), biến khơng dừng có mối tương quan với mối tương quan mối tương quan giả ng M tả thống kinh tế lượng Ngoài ra, kết kiểm định Granger nhạy cảm với việc lựa chọn độ tr cho biến Nếu độ tr chọn bé độ tr thực sự, việc bỏ sót biến tr thích hợp làm chệch kết gược lại, lớn hơn, th ố biến tr khơng thích hợp làm cho ước lượng không hiệu Theo Hurlin (2004), số thời gian (ti) cho đối tượng phải thỏa mãn: ti> 5+ 2k, với k độ tr tối đa biến mơ hình Ví dụ, số thời gian m h nh th độ tr (6) biến 1, 2, ho c tối đa M t khác, việc tính tốn độ tr tối ưu thực thông qua tiêu chu n thông tin Akaike ho c Schwarz (AIC, SICAkaike or Schwarz information criterion) với điều kiện giá trị độ tr lựa chọn cho I 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 tính theo năm gốc 2010 tất số liệu lấy từ Niên giám thống kê Việt Nam qua năm ố liệu thống kê nhiều tỉnh thành thời kỳ nghiên cứu không thống ho c h ng đầy đủ nên tác giả chọn 35 tỉnh thành có số liệu đầy đủ để tính tốn ữ liệu nghi n cứu Số quan át GDP (tỷ đồng) 560 L (người) 560 MLI 525 GL 525 Trung bình 27507,88 678779 2,73 3,01 ao 609350 4089251 12,39 19,36 Thấp 823,24 130275 0,03 -14,88 Ðộ lệch chu n 62238,9 532206 1,67 3,90 Skewness 5,86 3,42 1,79 0,38 Kurtosis 43,06 18,03 8,39 4,94 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 Kết qu nghiên cứu K t qu ki đ nh nghi đ Kiểm định tính dừng cho chuỗi liệu bảng thể Bảng với kiểm định LLC (Levin, Lin Chu), IPS (Im, 19 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 B ng Kết kiểm định nghiệm đơn vị cho liệu bảng Biến LLC IPS ADF PP MLI -10.676 (0.000) -6.706 (0.000) 166.011 (0.000) 289.300 (0.000) GL -6.675 (0.000) -9.637 (0.000) 224.932 (0.000) 558.527 (0.000) Nguồn: Kết tính tốn tác giả từ số liệu Niên giám thống kê Việt Nam Việc lựa chọn độ tr tối ưu ẽ thực b ng cách ứng dụng mơ hình vector tự hồi quy (VAR) cho hai biến nghiên cứu với độ tr tối đa ựa tiêu chu n th ng tin đề cập, m h nh tự động lựa chọn độ tr tối ưu cho mơ hình nghiên cứu K t qu ki đ nh nhân qu Granger B ng Kết kiểm định giả thuyết phi nhân đồng (HNC) Độ tr MLI  GL GL  MLI 9.64*** 0.44 4.92*** 5.23*** 1.00 0.73 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 mạnh mẽ hai độ tr lại chấp nhận độ tr Trường hợp ngược lại, tăng trưởng việc làm nguyên nhân d n đến chuyển dịch cấu ngành kinh tế không bị bác bỏ độ tr 3, mà bị bác bỏ độ tr B ng Kết kiểm định giả thuyết nhân đồng (HC) Độ tr MLI  GL GL  MLI 46.13*** 0.04 28.21*** 0.30 18.73*** 1.18 Ghi chú: ký hiệu ***, ** * thể mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% 10% 20 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 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 tr nào, ết kiểm định nhân theo hướng từ chuyển dịch cấu ngành kinh tế đến tăng trưởng việc làm có mức nghĩa thống kê 5% a độ tr hác Điều hàm ý r ng có tồn quan hệ nhân khác hai biến nghiên cứu MLI GL đơn vị chéo (các tỉnh, thành phố o đó, ước nghiên cứu phải kiểm định nhân tỉnh ri ng iệt ảnh hưởng M I đến ngược lại Trước hi tiến hành iểm định nhân ri ng iệt, iểm định tính ừng cho chuỗi ữ liệu cấp tỉnh thực hiện, ết chuỗi ữ liệu hai iến M I ừng ậc gốc với mức nghĩa lớn , đủ điều iện để tiến hành iểm định al B ng Kết kiểm định giả thuyết phi nhân khác biệt (HENC) STT Đơn vị Bắc Ninh MLI  GL GL  MLI t-1 t-2 t-3 t-1 t-2 t-3 0.96 0.21 0.34 3.65* 0.52 0.92 1.01 0.54 0.23 3.43* 3.58* 1.41 am Định Ninh Bình 21.5*** 21.7*** 12.3*** 0.06 0.47 0.32 Hà Giang 7.04** 4.83** 2.92 0.03 0.05 0.08 Cao B ng 6.55** 3.14* 3.31 0.92 1.00 4.21* Lào Cai 0.23 0.46 1.01 0.04 0.05 2.66 Bắc Cạn 4.29* 1.86 0.98 0.03 0.23 0.26 Thái Nguyên 0.91 0.54 1.31 0.24 1.57 4.93* Lạng Sơn 3.49* 1.16 0.94 0.50 0.09 0.95 10 Phú Thọ 1.09 0.60 0.87 0.01 0.76 1.21 11 Lai Châu 9.55** 3.89* 2.69 1.17 0.03 0.19 12 Sơn a 0.12 0.20 2.30 5.92** 3.65* 2.60 13 Thanh Hóa 1.60 1.22 0.85 4.93** 1.64 0.66 14 Tĩnh 28.5*** 9.30*** 3.79* 0.56 1.24 0.41 15 Quảng Bình 5.53** 6.16** 5.88** 1.03 0.53 3.55* 16 Quảng Trị 8.25** 3.78* 3.03 0.82 0.54 0.17 17 Thừa Thiên Huế 6.45** 3.11* 2.00 1.50 0.34 0.43 18 Quảng Nam 0.54 0.11 0.70 0.06 0.21 0.64 19 B nh Định 2.80 1.06 1.23 1.82 2.35 0.83 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 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* 0.00 31.8*** 15.5*** 0.16 0.21 2.04 25 âm Đồng 21 26 TP.HCM 0.03 0.07 1.32 0.23 0.14 0.50 27 B nh hước 4.47* 2.25 1.56 0.46 0.09 0.18 28 B nh ương 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 ri ng iệt 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 tr 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 không cao; tỉnh lại cho thấy khơng có nhân qua lại hai biến MLI GL Tuy nhiên, kiểm định Granger cho phép ác định có hay khơng có mối quan hệ nhân hai biến, h ng đo lường mức độ ảnh hưởng chuyển dịch cấu đến việc làm Do vậy, nghiên cứu thực ước phân tích hồi quy cho phương tr nh , ứng ụng m h nh , với độ tr tối ưu ác định tr n ết có au: 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, thống = , Kết hồi quy cho thấy tăng trưởng việc làm có tương quan t lệ thuận với tăng trưởng việc làm độ tr thời gian Cụ thể, lao động có việc làm tăng 22 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 lên 1% năm thứ t th a năm li n tiếp au đó, ố ẽ tăng mức 0,0 ; 0, 0, Tương tự, cấu có tác động thuận chiều đến tăng trưởng việc làm độ tr thời gian ngược chiều hai năm ế tiếp, nghĩa hi cấu ngành inh tế ịch chuyển th năm tiếp theo, việc làm ẽ tăng trưởng 0, , năm thứ hai lại giảm 0, Trong phương tr nh hồi quy tr n, giá trị năm thứ giá trị M I năm thứ a h ng đạt mức nghĩa thống goài ra, hệ ố điều chỉnh cho thấy độ tr hai iến M I giải thích ự iến thi n tăng trưởng việc làm, t lệ nhỏ hoàn toàn ph hợp với l thuyết đề uất thực ti n, v chuyển ịch cấu ngành inh tế, việc làm ị tác động ởi nhiều yếu tố hác inh tế tr nh độ lao động, vốn đầu tư, uất nhân tố tổng hợp… o kết luận có tồn mối quan hệ chuyển dịch cấu ngành kinh tế việc làm theo hướng chuyển dịch cấu ngành th c đ y 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, hi cấu ngành kinh tế chuyển dịch cho phù hợp với phát triển giới thị trường lao động iến động theo để đáp ứng cho nhu cầu kinh tế, o việc xem xét mối quan hệ hai yếu tố t m phương án tối ưu để vừa giải nhiều việc làm cho người lao động, vừa th c đ y trình chuyển dịch cấu ngành kinh tế cách hiệu quả, phù hợp với cơng cơng nghiệp hóa, đại hóa đất nước B ng 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 tr có ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng việc làm Xuất phát từ kết nghiên cứu tr n, để khuyến hích 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 r ng, hi cấu ngành kinh tế dịch chuyển, kéo theo việc làm tạo nhiều hơn, o 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 ph m công nghiệp xuất kh u v n chủ yếu sản ph m qua hâu chế ho c gia công, việc đầu tư vào khâu có giá trị gia tăng cao ường chưa trọng đ ng mức, hi 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 ph m địa phương toàn ộ kinh tế theo hướng tập trung vào ngành công nghiệp chế biến chế tạo, sản ph m xuất kh u nh m phát huy lực sẵn có quốc gia nơng sản m t hàng gia dụng) nên lựa chọn đầu ti n ách ưu ti n chuyển dịch cấu ngành kinh tế M t hác, để trình chuyển dịch cấu phù hợp với xu hướng phát triển giới, Việt am cần xây dựng mục tiêu chuyển dịch theo hướng nâng cao tr nh độ phát triển, nâng cao uất lao động chất lượng sống người dân Hai là, với t trọng lực lượng lao động nông nghiệp năm chiếm tr n tổng lao động làm việc kinh tế Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 (Tổng cục thống kê Việt Nam, 2015), Việt am n n quan tâm khu vực nông th n th ng qua thu h t đầu tư vào ngành công nghiệp sử dụng nhiều lao động địa bàn n ng th n để góp phần chuyển dịch nhanh cấu lao động Để làm điều này, Việt Nam cần thay đổi cấu đầu tư theo hướng ưu ti n phát triển công nghiệp phục vụ nông nghiệp n ng th n, đ c biệt công nghiệp sản xuất thiết bị, máy móc phục vụ sản xuất thu hoạch nông sản, công nghiệp bảo quản sau thu hoạch, công nghiệp chế biến nông sản thực ph m với tr nh độ công 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 uy lực sáng tạo Ba là, để việc làm tạo nhiều kinh tế, phủ cần phải có sách giải hỗ trợ việc làm hiệu hơn, n n tập trung vào việc hoàn 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 ỏ 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 o người nông dân tự làm chủ Cuối c ng, để thực giải pháp đề tr n, doanh nghiệp l n 23 phủ đóng vai trò v c ng quan trọng Vai trò phủ thể việc hỗ trợ phát triển doanh nghiệp b ng cách xây dựng hệ thống thơng tin kinh tế hồn hảo, d tiếp cận; thiết kế hệ thống chế ách theo hướng tơn vinh, khuyến khích doanh nghiệp đầu tư ài hạn; bảo vệ quyền sở hữu trí tuệ tạo nh 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 công việc; cải tiến lực tổ chức sản xuất, đổi công nghệ để nâng cao uất lao động, mở rộng quy mô sản xuất, từ góp phần tạo thêm nhiều việc làm cho kinh tế Tóm lại, phương pháp iểm định nhân ranger chứng minh phần mối quan hệ chuyển dịch cấu ngành kinh tế việc làm Việt Nam Tuy nhiên, có hó hăn việc thu thập liệu việc làm cấu GDP tỉnh giai đoạn 1998 - 2013, nên kết nghiên cứu em ét 35/64 tỉnh thành phố Việt am, o 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 em ét đến cấu v ng 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 kh o 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 henery, , Syrquin, M Typical attern of Tran formation , in henery, , o in on, S & Syrquin, M (eds) Industrialization and Growth, A World Bank Research Publication, New York: Oxford University Press 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 24 Phạm Thị Lý cộng Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 Đinh Phi Hổ n n h n h 282, 2-14 inh n nh h i n inh h n 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 105-118 978 “A me e of h n e in o ” The Review of Income and Wealth, 24(1), 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 Th Cành (2001) Thị ườ g lao động Thành phố Hồ Chí Minh q trình chuy k t đ ều tra doanh nghiệp nhu cầu lao động NXB Th n H i Nguyễn Th Đôn & Phạm Th Nam ộ o i n i , 56 – 61 m heo h n h đổi kinh t n nh inh i Ricardo, D (2002) Những nguyên lý kinh t trị học thu khóa NXB Chính tr Qu c gia, HN Stoikov, V (1966) Some determinants of the level of frictional unemployment: A comparative study International Labour Review, 93, 530-549 S q in M “ zne n P ine i on he of Structural change and Economic dynamics, 21(4), 248-257 n fo m ion: e e he w in h mee ?” Timmer, M., & Szirmai, A (2000) Productivity growth in Asian manufacturing: The structural bonus hypothesis examined Structural Change and Economic Dynamics, 371-392 Tổng cục th ng kê Vi m i n i m h n h n n m 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 đ y 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 tr 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