tiểu luận kinh tế lượng sự ảnh hưởng của quy mô lao động và quy mô vốn sản xuất đối với tốc độ tăng trưởng GDP của thái lan từ năm 1990 đến 2014

PH N M Đ U Ầ Ở ẦVới sự phát triển như vũ bão của nền kinh tế thế giới hiện nay, việc đo lường mức độ tăng trưởng kinh tế của một quốc gia để so sánh trong sự tổng hoà với nền kinh tế thế

KHOA KINH T QU C T Ế Ố Ế

Nhóm 25 – L p KTE309(1-17 ớ 18).4

Đ TÀI: Ề S NH H Ự Ả ƯỞ NG C A QUY MÔ LAO Đ NG VÀ QUY MÔ V N Ủ Ộ Ố

S N XU T Đ I V I T C Đ TĂNG TR Ả Ấ Ố Ớ Ố Ộ ƯỞ NG GDP C A Ủ

THÁI LAN T NĂM 1990 Đ N NĂM 2014 Ừ Ế

Gi ng viên h ả ướ ng d n: Ths Chu Th Mai Ph ẫ ị ươ ng

Nhóm sinh viên th c hi n: ự ệ

1 Ph m Minh D ạ ươ ng

2 Đ Th Ngân Hà ỗ ị

3 Ph m Khánh Lê ạ

4 Cao Duy Nh t ấ

1511110180 1511110222 1511110409 1511110606

STT: 21 STT: 30 STT: 53 STT: 77

Hà N i, tháng 12 năm 2017 ộ

ĐÁNH GIÁ THÀNH VIÊN

Đi mể

H tênọ Th 1ứ Th 2ứ Th 3ứ Th 4ứ

Trung bình

Ph m Minhạ

M C L C Ụ Ụ

PHẦN MỞ ĐẦU 4

PHẦN NỘI DUNG 5

CHƯƠNG 1: CƠ SỞ LÝ THUYẾT KINH TẾ 5

CHƯƠNG 2: THIẾT LẬP, PHÂN TÍCH VÀ ĐÁNH GIÁ MÔ HÌNH HỒI QUY .7 2.1 Xây dựng mô hình 7

2.2 Mô tả số liệu thống kê 7

2.2.1 Số liệu thu thập 7

2.2.2 Mô tả thống kê 8

2.3 Phân tích sự tương quan giữa các biến 9

CHƯƠNG 3: KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG VÀ KIỂM ĐỊNH 10

3.1 Phân tích kết quả thực nghiệm 10

3.2 Kiểm định sự ảnh hưởng của các biến tới mô hình hồi quy 10

3.3 Kiểm định sự phù hợp của mô hình 11

3.4 Kiểm định các vi phạm giả thiết 11

3.4.1 Kiểm định sự tồn tại của Đa cộng tuyến 11

3.4.2 Kiểm định phương sai sai số thay đổi (White’s test) 12

3.4.3 Kiểm định bỏ sót biến (RAMSEY’s Reset) 13

3.4.4 Kiểm định phân phối của nhiễu (Normality of residual Test) 13

PHẦN KẾT LUẬN 15

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO 16

PH N M Đ U Ầ Ở Ầ

Với sự phát triển như vũ bão của nền kinh tế thế giới hiện nay, việc đo lường mức độ tăng trưởng kinh tế của một quốc gia để so sánh trong sự tổng hoà với nền kinh tế thế giới hay các quốc gia khác là điều vô cùng cần thiết Một trong những công

cụ chính xác, phổ biến để phản ánh sự tăng trưởng ấy chính là tốc độ tăng trưởng GDP Nhận thức sâu sắc và áp dụng một cách hợp lí thước đo về tốc độ tăng trưởng GDP có

ý nghĩa vô cùng to lớn trong việc khảo sát và đánh giá tình trạng phát triển bền vững, nhịp nhàng, toàn diện nền kinh tế quốc dân Xét một cách khái quát, mỗi quốc gia đều

có những chiến lược để gia tăng sản lượng bình quân đầu người, mở rộng quy mô kinh

tế nhưng để hoàn thành mục đích đó đòi hỏi trước hết phải có những chiến lược quan tâm mở rộng quy mô lao động và vốn sản xuất trong nước Chính nền tảng cốt lõi đó

đã thôi thúc chính phủ phải thực sự đi sâu vào nghiên cứu tác động mạnh mẽ của hai yếu tố quan trọng: quy mô vốn sản xuất và lao động đến tốc độ tăng trưởng GDP Đây

là một trong những công việc có ý nghĩa lớn lao, cần thiết để chính phủ có thể đưa ra những chính sách sáng suốt, đúng đắn và hợp lí với nền kinh tế hiện tại trong nước, đồng thời cũng có cái nhìn đa chiều, toàn diện để thay đổi các chính sách cũ cho phù hợp với những mục tiêu đề ra Với sự nghiên cứu một cách hợp lí mối quan hệ của lao động và quy mô sản xuất đối với tốc độ tăng trưởng GDP chắc chắn sẽ thúc đẩy được

sự phát triển kinh tế quốc gia mạnh mẽ lớn lao và bền vững hơn

Đánh giá được sự cần thiết và hữu ích ấy, chúng em quyết định nghiên cứu đề

tài “Sự ảnh hưởng của quy mô lao động và quy mô vốn sản xuất đối với tốc độ tăng trưởng GDP của Thái Lan từ năm 1990 đến 2014” Dù đã rất cố gắng tìm

hiểu, nghiên cứu qua nhiều tài liệu để tích luỹ, tổng hợp kiến thức nhưng chắc chắn bài tiểu luận này của chúng em vẫn còn nhiều thiếu sót Vì vậy chúng em rất mong nhận được lời góp ý, sửa chữa của cô để có thể hoàn thiện và nâng cao hiểu biết của mình

về bộ môn này từ đó có thể áp dụng cho kiến thức thực tiễn sau này

PH N N I DUNG Ầ Ộ

CH ƯƠ NG 1: C S LÝ THUY T KINH T Ơ Ở Ế Ế

Ricardo (1817), Lewis (1954), Harrod (1939), Domar (1946), Robert Solow (1956) và Kaldor (1954) cho rằng 4 yếu tố chủ yếu ảnh hưởng quan trọng đến tăng trưởng kinh tế là: Tài nguyên thiên nhiên (R), Lao động (L), Vốn sản xuất (K), và trình

độ công nghệ (T) Tuy nhiên khi viết dưới dạng hàm lại có thể biến đổi:

Y = f(R,K,L,T) => Y = f(K,L)

Hàm này đã thể hiện rằng R khi được khai thác sẽ bổ sung nguồn vốn tích luỹ của nền kinh tế (K) Đặc biệt, yếu tố công nghệ khó có khả năng đo lường trực tiếp mà chỉ thường đo lường một cách gián tiếp được tốc độ tăng trưởng GDP Hai yếu tố K và L còn lại được khẳng định là nhân tố tác động mạnh mẽ, có thể đo lường trực tiếp tốc độ tăng trưởng GDP Áp dụng hàm trên để soi chiếu vào tốc độ tăng trưởng GDP của Thái Lan từ năm 1990 đến 2014 sẽ hiểu rõ được bản chất và ý nghĩa của cơ sở lý thuyết kinh tế trên

Nhìn nhận một cách khách quan, Thái Lan là một nước công nghiệp mới nhưng phát triển vô cùng mạnh mẽ khi tính đến năm nay, tổng sản phẩm nội địa của quốc gia này đã vươn lên đứng thứ 28 thế giới, đứng thứ 9 châu Á và đứng thứ 2 Đông Nam

Á sau Indonesia Thái Lan cũng được đánh giá là một trong những đất nước có tốc độ tăng trưởng GDP cao nhất thế giới với tốc độ tăng trung bình 9% từ năm 1990 đến

1995 Có thể thấy, để đạt được tốc độ tăng trưởng GDP đáng kể như vậy thì quy mô vốn sản xuất và quy mô lao động cũng đóng một vai trò rất quan trọng trong nền kinh

tế của đất nước này

Trước hết, yếu tố quy mô lao động (L) đã được khẳng định chắc chắn rằng nó

có tác động trực tiếp, mạnh mẽ đến sự tăng trưởng GDP Bởi lẽ, khi lực lượng lao động tăng hoặc giảm thì năng suất lao động tạo ra lượng hàng hóa, dịch vụ tiêu dùng trong nước cũng tăng hoặc giảm theo Mối quan hệ thuận chiều này đã phản ánh rất đúng thực trạng tăng trưởng GDP của Thái Lan khi lực lượng lao động của đất nước này theo thống kê tính đến nay đã là gần 38 triệu người có việc làm Điều này đã thúc đẩy các ngành kinh tế trong nước phát triển từ đó tạo nguồn thu cao, đẩy mạnh tốc độ tăng trưởng GDP rõ nét Với bất kì một nền kinh tế nào cũng vậy, tầm quan trọng của quy

mô lao động vì lí do năng suất lao động là điều không thể phủ nhận Tuy nhiên, làm thế nào để mở rộng quy mô lao động nhưng vẫn đảm bảo được trình độ chuyên môn giúp tốc độ tăng trưởng GDP đất nước bền vững cũng là một vấn đề được đặt ra khá cấp thiết

Bên cạnh quy mô lao động thì quy mô vốn sản xuất (K) cũng được coi là nhân

tố ảnh hưởng rất mạnh mẽ đến tốc độ tăng trưởng GDP Thực tế lượng vốn sản xuất tăng sẽ chuyển hoá thành giá trị tài sản để sử dụng làm phương tiện trực tiếp phục vụ cho quá trình sản xuất và dịch vụ, bao gồm vốn cố định và vốn lưu động Đó cũng

chính là những nguyên tố góp phần mở rộng quy trình sản xuất khiến cho sản phẩm nội địa được tạo ra nhiều hơn Chính điều này đã thúc đẩy tốc độ tăng trưởng GDP được diễn ra nhanh chóng và mạnh mẽ hơn

Việc nghiên cứu lý thuyết về mối quan hệ của quy mô lao động và vốn sản xuất

sẽ giúp ta hiểu rõ hơn về mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đó cũng như tác động của

nó đối với tốc độ tăng trưởng GDP của Thái Lan nói riêng và các quốc gia khác nói chung Từ đó sẽ hiểu được tiến trình phát triển kinh tế, những đặc điểm, tính chất của chúng để kịp thời có những giải pháp, định hướng phù hợp mở rộng quy mô lao động

và vốn tư bản nhưng vẫn duy trì được sự phát triển bền vững của nền kinh tế trong nhiều năm

CH ƯƠ NG 2: THI T L P, PHÂN TÍCH VÀ ĐÁNH GIÁ MÔ HÌNH Ế Ậ

H I QUY Ồ 2.1 Xây d ng mô hình ự

Mô hình trong ti u lu n này để ậ ược xây d ng dự ướ ại d ng tuy n tính, bao g m:ế ồ

- Bi n ph thu c: ế ụ ộ

 T c đ tăng trố ộ ưởng GDP: Y (đ n v tính: tri u USD)ơ ị ệ

- Bi n đ c l p: ế ộ ậ

 Quy mô s n xu t: K (đ n v tính: tri u USD)ả ấ ơ ị ệ

 Quy mô lao đ ng: L (đ n v tính: tri u ngộ ơ ị ệ ười)

 Ta có mô hình được xây d ng: ự

log(Y) = β1 + β2 log(K) + β3 log(L) + Ui

 Mô hình kinh t đã bi t là mô hình hàm s n xu t Coub – Douglas: ế ế ả ấ

Y = AK β 1 L β 2

L y log 2 v : log(Y) = log(A) + ấ ế β2 log(K) + β3 log(L)

V lý thuy t, quy mô s n xu t và quy mô lao đ ng nh hề ế ả ấ ộ ả ưởng đ n t c đ tăngế ố ộ

trưởng GDP, n u tăng các y u t trên thì sẽ làm cho t c đ tăng trế ế ố ố ộ ưởng GDP tăng lên m t giá tr ph thu c vào t ng ộ ị ụ ộ ổ β1 + β2 nh sau: ư

- N u ế β1 + β2 = 1, thì hàm s n xu t có l i t c không đ i theo quy mô, khiả ấ ợ ứ ổ tăng lao đ ng ho c v n lên a% thì Y cũng tăng a%ộ ặ ố

- N u ế β1 + β2 > 1, thì hàm s n xu t có l i t c tăng d n, khi tăng lao đ ngả ấ ợ ứ ầ ộ

ho c v n lên a% thì Y sẽ tăng l n h n a%ặ ố ớ ơ

- N u ế β1 + β2 < 1, thì hàm s n xu t có l i t c gi m d n, khi tăng lao đ ngả ấ ợ ứ ả ầ ộ

ho c v n lên a% thì Y sẽ nh l n h n a%ặ ố ỏ ớ ơ

2.2 Mô t s li u th ng kê ả ố ệ ố

2.2.1 S li u thu th p ố ệ ậ

1995 169,279 72,557 32

2012 397,560 111,412 40

2013 420,529 115,411 40

(Ngu n: data.worldbank.org, nhóm t t ng h p) ồ ự ổ ợ

2.2.2 Mô t th ng kê ả ố

 S quan sát c a mô hình: 25ố ủ

Ta có b ng mô t th ng kê dả ả ố ưới đây:

B ng 2.2 B ng mô t th ng kê ả ả ả ố

Bi n s ế ố Giá tr l n nh t ị ớ ấ Giá tr nh nh t ị ấ ỏ Giá tr trung bình ị

lnK 11,66 10,04 10,89

(Ngu n: Gretl, nhóm t t ng h p) ồ ự ổ ợ

2.3 Phân tích s t ự ươ ng quan gi a các bi n ữ ế

 Mô t tả ương quan:

Ta có b ng mô t tả ả ương quan gi a các bi n trong mô hình dữ ế ưới đây:

B ng 2.3 B ng mô t t ả ả ả ươ ng quan gi a các bi n ữ ế

lnGDP lnK lnL

1.0000 0.8568 0.8434 lnGDP

1.0000 0.5177 lnK

1.0000 lnL

(Ngu n: Gretl, nhóm t t ng h p) ồ ự ổ ợ

Bi n lnK tế ương quan cùng chi u v i bi n lnGDP và trên c s tề ớ ế ơ ở ương quan này, có

th cho r ng d u c a h s h i quy là cùng d u M c đ tể ằ ấ ủ ệ ố ồ ấ ứ ộ ương quan gi a haiữ

bi n khá m nh.ế ạ

Bi n lnL tế ương quan cùng chi u v i bi n lnGDP và trên c s tề ớ ế ơ ở ương quan này, có

th cho r ng d u c a h s h i quy là cùng d u M c đ tể ằ ấ ủ ệ ố ồ ấ ứ ộ ương quan gi a haiữ

bi n khá m nh.ế ạ

Có th gi i thích v s tể ả ề ự ương quan gi a các bi n nh sau: quy mô v n s n xu tữ ế ư ố ả ấ

là m t nhân t nh hộ ố ả ưởng đ n GDP Khi quy mô v n s n xu t tăng nhi u h n thìế ố ả ấ ề ơ GDP tăng Tương t , quy mô lao đ ng tăng ch ng t năng su t lao đ ng t o raự ộ ứ ỏ ấ ộ ạ hàng hóa cũng tăng, làm tăng GDP

CH ƯƠ NG 3: K T QU Ế Ả ƯỚ C L ƯỢ NG VÀ KI M Đ NH Ể Ị 3.1 Phân tích k t qu th c nghi m ế ả ự ệ

- K t qu ch y mô hình t ph n m m Gretl:ế ả ạ ừ ầ ề

Model 1: OLS, using observations 1-25

Dependent variable: lnY

Coefficient Std Error t-ratio p-value

const −4.89312 0.912367 −5.363 <0.0001 *** lnK 0.579745 0.0548231 10.57 <0.0001 *** lnL 2.99307 0.297453 10.06 <0.0001 ***

Mean dependent var 12.13222 S.D dependent var 0.482993

Sum squared resid 0.265676 S.E of regression 0.109892

R-squared 0.952547 Adjusted R-squared 0.948233

F(2, 22) 220.8101 P-value(F) 2.75e-15

Log-likelihood 21.33095 Akaike criterion −36.66191 Schwarz criterion −33.00528 Hannan-Quinn −35.64771

- Phân tích nh ng n i dung c b n c a k t qu khi ch y mô hìnhữ ộ ơ ả ủ ế ả ạ :

 Mô hình h i quy t ng th :ồ ổ ể

ln(Y) = 1 + 2ln(K) + 3ln(L) + Ui

 Mô hình h i quy m u ng u nhiên:ồ ẫ ẫ

ln Y) = + ln(K) + ln(L) + e(( i

 D a theo k t qu h i quy ta thu đự ế ả ồ ược:

ln(Y) = −4,89312 + 0,5797ln(K) + 2,9931ln(L) + ei

- Ý nghĩa c a các h s h i quy:ủ ệ ố ồ

 Đ i v i = ố ớ 0,5797 có ý nghĩa là n u quy mô v n s n xu t tăng 1%, các y uế ố ả ấ ế

t khác không đ i thì GDP tăng ố ổ 0,5797%

 Đ i v i ố ớ 3 = 2,9931 có ý nghĩa là n u quy mô lao đ ng tăng %, các y u tế ộ ế ố khác không đ i thì GDP tăng ổ 2,9931%

3.2 Ki m đ nh s nh h ể ị ự ả ưở ng c a các bi n t i mô hình h i quy ủ ế ớ ồ

 Ki m đ nh gi thi tể ị ả ế :

Tiêu chu n ki m đ nh :ẩ ể ị = 10,578

= 2,0739

Vì t = 10,578 > = 2,0739

 Bác b Hỏ 0  Quy mô v n s n ố ả xu t ấ có nh hả ưởng đ n ế GDP

 Ki m đ nh gi thi t ể ị ả ế

Tiêu chu n ki m đ nh : ẩ ể ị = 10,061

= 2,0739

Vì t = 10,061 > =2,0739

 Bác b Hỏ 0  Quy mô lao đ ng có nh hộ ả ưởng đ n ế GDP

3.3 Ki m đ nh s phù h p c a mô hình ể ị ự ợ ủ

Ta có: R2 = 0,9525 t c ứ lnK và lnL gi i thích đả ược 95,25 % s bi n đ ng c a ự ế ộ ủ lnGDP

Mô hình có phù h p không?ợ

Ki m đ nh gi thi t : ể ị ả ế

(H0: Mô hình không phù h p ; ợ H1: Mô hình phù h p )ợ

Tiêu chu n ki m đ nh: = ẩ ể ị 220,578

Fα( k – 1; n - k) = F0,05(2;22) = 3,44

Vì F = 220,578 > F0,05(3;42) = 2,84

Bác b ỏ H0, t c mô hình h i quy là phù h p.ứ ồ ợ

3.4 Ki m đ nh các vi ph m gi thi t ể ị ạ ả ế

3.4.1 Ki m đ nh s t n t i c a Đa c ng tuy n ể ị ự ồ ạ ủ ộ ế

 Ma tr n tậ ương quan

- Quy t c: N u tắ ế ương quan gi a các bi n đ c l p l n (>0,8) khi xây d ng maữ ế ộ ậ ớ ự

tr n tậ ương quan thì có th x y ra hi n tể ả ệ ượng đa c ng tuy n.ộ ế

- Ta có b ng ma tr n tả ậ ương quan gi a 2 bi n ữ ế ln(K) và ln(L) dưới đây:

B ng 3.1 B ng ma tr n t ả ả ậ ươ ng quan gi a các bi n ữ ế

Correlation coefficients, using the observations 1 - 25

5% critical value (two-tailed) = 0.3961 for n = 25

lnK lnL

1.0000 0.5177 lnK

1.0000 lnL

 T b ng trên ta th y h s từ ả ấ ệ ố ương quan gi a ln(K) và ln(L) là 0,5177<0,8.ữ

Vì th không x y ra hi n tế ả ệ ượng đa c ng tuy n trong mô hình h i quy này.ộ ế ồ

3.4.2 Ki m đ nh ph ể ị ươ ng sai sai s thay đ i (White’s test) ố ổ

Đ ki m đ nh phể ể ị ương sai sai s thay đ i ta s d ng ki m đ nh White đố ổ ử ụ ể ị ược

th c hi n d a trên h i quy bình phự ệ ự ồ ương ph n d theo b c nh t và b c hai ho cầ ư ậ ấ ậ ặ tích chéo c a bi n đ c l p ủ ế ộ ậ

 Xét mô hình h i quy g c:ồ ố

ln(Y) = β1 + β2ln(K) + β3ln(L) + Ui

Các bước th c hi n ki m đ nh White v phự ệ ể ị ề ương sai sai s thay đ i:ố ổ

- Bước 1: H i quy ph n d eồ ầ ư i2

- Bước 2: Th c hi n h i quy ph mô hìnhự ệ ồ ụ

V i c p gi thi t th ng kê: Hớ ặ ả ế ố 0:

H1:

White's test for heteroskedasticity

OLS, using observations 1-25

Dependent variable: uhat^2

coefficient std error t-ratio p-value

const 12.3587 12.1097 1.021 0.3203

lnK −0.545844 0.434765 −1.255 0.2245

lnL −5.14822 7.38954 −0.6967 0.4944

sq_lnK −0.0169764 0.0186278 −0.9113 0.3735

X2_X3 0.251023 0.173907 1.443 0.1652

sq_lnL 0.331569 1.20647 0.2748 0.7864

Unadjusted R-squared = 0.375284

Test statistic: TR^2 = 9.382105,

with p-value = P(Chi-square(5) > 9.382105) = 0.094760

 Ta th y P(Chi-square(5) > 9.382105) = 0.094760 > 0,05 nênấ không có cơ

s ở bác b Hỏ 0 V y ậ mô hình có phương sai sai s đ ng đ u.ố ồ ề

3.4.3 Ki m đ nh b sót bi n (R ể ị ỏ ế AMSEY’s Reset)

C p gi thuy t th ng kê:ặ ả ế ố H0: Mô hình không b sót bi nỏ ế

H1 : Mô hình có b sót bi nỏ ế

Auxiliary regression for RESET specification test

OLS, using observations 1-25

Dependent variable: lnY

coefficient std error t-ratio p-value

const 493.152 1517.11 0.3251 0.7485

lnK −31.0892 98.1906 −0.3166 0.7548

lnL −160.626 507.150 −0.3167 0.7547

yhat^3 −0.112915 0.379580 −0.2975 0.7692

Warning: data matrix close to singularity!

Test statistic: F = 0.876331,

with p-value = P(F(2,20) > 0.876331) = 0.432

 Ta th y p-value = P(F(2,20) > 0.876331) = 0.432 > 0,05 nên không có c sấ ơ ở bác b Hỏ 0 V y mô hình ban đ u không m c khuy t t t b sót bi n.ậ ầ ắ ế ậ ỏ ế

3.4.4 Ki m đ nh phân ph i c a nhi u (Normality ể ị ố ủ ễ of residual Test)

C p gi thuy t th ng kê: ặ ả ế ố H0: Nhi u có phân ph i chu nễ ố ẩ

H1: Nhi u không có phân ph i chu nễ ố ẩ

Frequency distribution for uhat4, obs 1-25

number of bins = 7, mean = 5.68434e-016, sd = 0.109892

interval midpt frequency rel cum.

< -0.17850 -0.21330 2 8.00% 8.00% **

-0.17850 - -0.10891 -0.14370 1 4.00% 12.00% *

-0.10891 - -0.039318 -0.074113 6 24.00% 36.00% ********

-0.039318 - 0.030274 -0.0045220 7 28.00% 64.00% **********

0.030274 - 0.099865 0.065069 5 20.00% 84.00% *******

0.099865 - 0.16946 0.13466 3 12.00% 96.00% ****

>= 0.16946 0.20425 1 4.00% 100.00% *

Test for null hypothesis of normal distribution:

Chi-square(2) = 0.405 with p-value 0.81679

 Ta th y ấ p-value = 0,81679 > 0,05 nên không có c s bác b Hơ ở ỏ 0 V y môậ hình h i quy có nhi u phân ph i chu n.ồ ễ ố ẩ

K t lu n ế ậ : K t qu ki m đ nh các hi n tế ả ể ị ệ ượng trong mô hình h i quy đồ ược trình bày dướ ải b ng 3.2:

B ng 3.2 ả

Ki m đ nh s t n t i c a Đa c ng ể ị ự ồ ạ ủ ộ

Không t n t iồ ạ Không t n t iồ ạ

Ki m đ nh b sót bi n ể ị ỏ ế Ki m đ nh phân ph i c a nhi u ể ị ố ủ ễ

Không t n t iồ ạ Phân ph i chu nố ẩ