Ch n mô hình kinh tl ng

Một phần của tài liệu Luận văn thạc sĩ Phân tích các yếu tố tác động đến tăng trưởng ngành nông nghiệp tại tỉnh Long An (Trang 41)

4. Kt cu đt ài

2.3.2 Ch n mô hình kinh tl ng

Douglas

Nh m m c đích xem xét các y u t lao đ ng, di n tích đ t, v n và công ngh nh h ng đ n t ng tr ng nông nghi p c a t nh Long Angiai đo n 1986- 2010, hàm t ng quát Cobb-Douglas v i công th c toán (2.12) đ c bi n đ i thành mô hình h i qui tuy n tính có d ng:

LnY=Ln(a)+ 1Ln(K) + 2Ln(LD) + 3Ln(DT) + u

<=> LnYi= 0+ 1Ln(Ki) + 2Ln(LDi) + 3Ln(DTi) +ui (2.14) Trong đó:

Yi: là bi n ph thu c, giá tr giá tr gia t ng c a ngành nông nghi p, đ n v tính là tri u đ ng theo giá c đ nh 1994.

LDi: là bi n đ c l p, là lao đ ng trong ngành nông nghi p hàng n m, đ n v tính là ng i.

Ki: là bi n đ c l p, là v n đ u t cho ngành nông nghi p hàng n m, đ n v tính là tri u đ ng, giá c đ nh n m 1994.

DTi: là bi n đ c l p. là di n tích đ t nông nghi p hàng n m, đ n v tính là hecta.

ui: là sai s ng u nhiên.

Mô hình (2.14) ph i tho mãn các gi thuy t c a m t mô hình h i qui tuy n tính t ng:

- Sai s trung bình b ng 0, m i u là m t bi n ng u nhiên v i E(u)=0. - Các bi n đ c l p không có liên h v i t t c các s h ng sai s . - Ph ng sai c a các sai s không đ i, Var(ui)=E(ui2)= 2

.

- Giá tr u đ c hân ph i đ c l p sao cho Cov(ut,us) =0 v i m i t≠s. - M i giá tr c a sai s ui tuân theo phân h i chu n N(0, 2

). - Không có hi n t ng c ng tuy n gi a các bi n.

T các gi thuy t trên ta có th c l ng các tham s c a hàm h i qui t ng th (2.1) b ng ph ng pháp bình ph ng t i thi u thông th ng (OLS ordinary least squares).

2.3.3 ng d ng hàm Cobb-Douglas đ phân tích vai trò c a nông

nghi p trong tr ng h p t nh Long An, k t qu hân tích h i qui

2.3.3.1 Mô t s li u

S li u đ c s d ng trong đ tài đ c tác gi thu th p t nhi u ngu n khác nhau, nh ng ch y u t niên giám th ng kê tnh Long An t các n m 1986 đ n 2009. M t s s li u c a n m 2010 đ c trích t Báo cáo tình hình kinh t xã h i c a t nh Long An n m 2010 và Qui ho ch phát tri n ngu n nhân l c c a t nh đ n n m 2015 và t m nhìn đ n n m 2020.

Giá tr t ng tr ng ngành nông nghi p, phi nông nghi p và t ng tr ng kinh t nói chung c a t nh Long An đ c tính toán d a trên giá tr gia t ng c a khu v c nông nghi p, công nghi p và c a c n n kinh t . Giá GDP đ c tính theo giá c đ nh n m 1994, đ n v tính b ng tri u đ ng. M t dù giá tr GDP không phù h p khi áp d ng trong đ a ph n m t t nh, tuy nhiên đây là giá tr g n đúng duy nh t đ xác đ nh giá tr t ng tr ng c a t ng ngành.

V n đ u t cho ngành nông nghi p trong th c t có th có t các ngu n nh v n đ u t t ngân sách nhà n c, v n đ u t t khu v c dân c , t các doanh nghi p có liên quan đ n l nh v c nông nghi p. Tuy nhiên do h n ch v công tác th ng kê nên v n đ u t t khu v c dân c và doanh nghi p không th xác đ nh đ c. Do đó s li u trong đ tài ch th ng kê đ c v n đ u t cho nông nghi p t v n ngân sách nhà n c thông qua các công trình xây d ng c b n, s li u đ c t p h p d a vào niên giám thông kê qua các n m 1986 đ n n m 2009, s li u đ u t cho nông nghi p n m 2010 đ c l y theo k ho ch XDCB c a t nh Long An n m 2010. Theo yêu c u phân tích, v n đ u t cho nông nghi p đã đ c đi u ch nh theo giá c đ nh 1994.

Lao đ ng trong khu v c nông nghi p đ c thu th p theo s li u c a niên giám th ng kê đ c xu t b n qua các n m, riêng s li u n m 2010 đ c thu th p t Qui ho ch phát tri n ngu n l c c a t nh Long An đ n n m 2015 và t m nhìn đ n n m 2020.

S n l ng l ng th c là t ng s n l ng lúa c a t nh (bao g m t t c các v lúa trong n m), đ n v tính b ng t n. S li u đ c thu th p t niên giám th ng k qua các n m, riêng n m 2010 đ c thu th p t báo cáo tình hình phát tri n kinh t xã h i c a t nh Long An n m 2010.

Di n tích đ t nông nghi p đ c thu th p t niên giám th ng k qua các n m, riêng n m 2010 đ c thu t p t báo cáo tình hình phát tri n kinh t xã h i c a t nh Long An n m 2010.

2.3.3.2 K t qu phân tích mô hình h i quy đ i v i hàm t ng quát

Cobb-Douglas:

Phân tích hàm s n xu tthông qua c l ng hàm h i qui m u (2.14): LnYi= 0+ 1Ln(Ki) + 2Ln(LDi) + 3Ln(DTi) +ui b ng ph ng pháp bình ph ng bé nh t b ng ph n m m SPSS, k t qu nh sau: LnA = -15,112 + 0,121*lnK + 0,093*LnLD + 2,144*LnDT SE (8,902) (0,29) (0,293) (0,478) t (-1,699) (4,23) (0,317) (4,488) p (0,104) (0,00) (0,755) (0,00) R2 = 0,933 df = 24 F = 97,619 và p = 0,000 Trong đó:

Dòng SE: sai s chu n t ng ng v i các h s h i qui Dòng t: Giá tr th ng kê t ng ng v i h s h i qui

Dòng p: xác su t phân ph i theo qui lu t Student t ng ng v i các h s h i qui.

R2: h s xác đ nh c a mô hình.

Trong mô hình trên chúng ta th y h s h i qui c a LnLD không có ý ngh a th ng kê m c 5%, do đó có th k t lu n y u t lao đ ng là y u t không quan tr ng có th lo i b kh i mô hình.

Nh v y mô hình h i quy đ i v i hàm t ng quát Cobb-Douglas đ c xác đ nh l i nh sau LnA = -12,262 + 0,127*lnK- + 2,038*LnDT SE (4,025) (0,23) (0,333) t (3,136) (5,452) (6,12) p (0,05) (0,000) (0,000) R2 = 0,933 df = 24 F = 97,919 và p = 0,000 Trong đó:

Trong mô hình trên chúng ta t t c th y h s h i qui c a c a mô hình đ u có ý ngh a th ng kê m c 5%.

- Ki m đ nh m c đ phù h p c a mô hình

M c tiêu c a ki m đ nh này nh m xem xét có m i quan h tuy n tính gi a các bi n đ c l p v i bi n ph thu c hay không. Mô hình đ c xem là không phù h p khi t t c các h s h i quy đ u b ng không, và mô hình đ c xem là phù h p n u có ít nh t m t h s h i quy khác không.

Gi thuy t:

H0: 1 = 2 = 0 H1: có ít nh t i # 0 B ng 2.5: phân tích ph ng sai:

Mô hình T ng bình ph ng (SS) B c t do (df) Trung bình bình ph ng (MS) Giá tr ki m đ nh F M c ý ngha (Sig) 1 H i quy 4.457 2 2.228 152.619 .000a Ph n d .321 22 .015 T ng c ng 4.778 24

a.Bi n d báo: (Constant), LnDT, LnK b. Bi n ph thu c: LnA

T b ng phân tích ph ng sai nêu trên, có th th y th y Sig  0 và nh h n = 1%.

Do đó có th bác b gi thuy t H0 và k t lu n mô hình phù h p v i d li u, có ít nh t m t bi n đ c l p trong mô hình có th gi i thích đ c s thay đ i c a bi n ph thu c.

- Ki m đ nh t t ng quan:

T t ng quan là hi n t ng t ng quan gi a các ph n d c a h i quy, th ng xu t hi n trong d li u nghiên c u d ng chu i th i do các s h ng sai s cho các đ an th i gian quan xác gây t ng quan. B qua hi n t ng t t ng quan làm cho các d báo và c l ng là không ch ch và nh t quán nh ng không hi u qu .

Dùng ki m đ nh Durbin-Watson đ ki m đ nh hi n t ng t t ng quan. Gi thuy t:

H0:  = 0 H1: # 0

V i v i s quan sát là 24, b t t do là 2 và m c ý ngh a 5%, tra b ng th ng kê d ta đ c dL =1,118 và dU =1,546.

T i b ng ph l c 3 ta có d = 1,438 (giá tr Durbin – Waston); => dL < d< dU

Trong tr ng h p này chúng ta có th dùng ki m đ nh Nhân t Lagrange đ ki m đ nh s t t ng quan trong mô hình5:

Th c hi n h i qui giá tr ph n d (bi n đ c l p) theo các giá tr LnDT, LnK và giá tr ph n d th i đo n t-1 ta có k t qu sau (xem ph l c 5):

ut = 0,65 - 0,008LnK - 0044LnDT +0,297

ut-1

R2= 0,078; n = 25; (n-1)R2= 1,82

Giá tr chi-square t i h n là X12 (0,05) = 3,841, l nh n giá tr (n-1)R2. V y ki m đ nh nhân t Lagrange không bác b gi thuy t không c a t t ng quan có giá tr b ng không. K t lu n mô hình không có t t ng quan m c ý ngh a 5%.

- Ki m đ nh đa công tuy n:

Hi n t ng a c ng tuy n là hi n t ng các bi n gi i thích có quan h g n nh tuy n tính. B quan hi n t ng đa công tuy n làm các sai s chu n th ng cao h n, giá tr th ng kê th p h n và có th không có ý ngh a.

B ng 2.6: Các h s h i qui trong mô hình:

Coefficientsa Mô hình H s ch a chu n hóa H s chu n hóa Tr th ng kê t M c ý ngha Th ng kê c ng tuy n B Sai s chu n Beta Dung sai VIF 1 (Constant) -12.62 4.025 -3.136 .005 LnK .127 .023 .482 5.452 .000 .391 2.559 LnDT 2.038 .333 .541 6.120 .000 .391 2.559 a. Bi n ph thu c: LnA 5

Ngu n: Ranmu Ramanathan (Th c oan, Cao Hào Thi dch), Giáo trình Nh p môn kinh t l ng v i các ng

d ng. Ch ng trình gi ng d y kinh t Fulbright niên khoá 2007-2008. Ki m đ nh Nhân t Lagrange, Chu ng 9,

T b ng 2.6 có th th y giá tr h s phóng đ i ph ng sai VIF c a các bi n đ u nh h n 10. Do đó có th k t lu n không có hi n t ng đa c ng tuy n trong mô hình.

- Ki m đ nh ph ng sai sai s không đ i:

Ph ng sai c a sai s thay đ i là hi n t ng các giá tr ph n d có phân ph i không gi ng nhau, và giá tr ph ng sai không nh nhau. B qua Ph ng sai c a sai s thay đ i làm cho c l ng OLS c a các h s h i quy không hi u qu , các ki m đ nh gi thuy t không còn giá tr, các d báo không còn hi u qu .

Th c hi n ki m đ nh Nhân t Larrange đ ki m đ nh Ph ng sai c a sai s thay đ i, c th nh sau: Sau khi th c hi n h i quy chính, ta đ c ph n d k t qu h i quy, th c hi n h i quy giá tr tuy t đ i c a ph n d v i các bi n đ c l p g i là h i quy ph .

Hàm h i quy ph có d ng sau:

 = 0 + 1*lnK- + 2*LnDT6

Trong đó: : giá tr tuy t đ i ph n d c a h i quy chính; 1, 2: các h s h i quy ph :

Gi thuy t:

H0: 1 = 2 = 0

H1: Có ít nh t 1 i # 0

B ng 2.7: K t qu phân tích ph ng sai c a h i qui ph :

ANOVAb Mô hình T ng bình ph ng Bdo t t Trung bình bình ph ng Giá tr ki m đ nh F M c ý ngha (Sig) 1 H i qui .026 2 .013 3.593 .045a Ph n d .078 22 .004 T ng .104 24 6

Ngu n: Ranmu Ramanathan (Th c oan, Cao Hào Thi dch), Giáo trình Nh p môn kinh t l ng v i các ng

d ng. Ch ng trình gi ng d y kinh t Fulbright niên khoá 2007-2008. Ki m đ nh Glesjer, Chu ng 8, trang 7

ANOVAb Mô hình T ng bình ph ng Bdo t t Trung bình bình ph ng Giá tr ki m đ nh F M c ý ngha (Sig) 1 H i qui .026 2 .013 3.593 .045a Ph n d .078 22 .004 T ng .104 24 a. Bi n d báo: (Constant), LnDT, LnK

b. Bi n ph thu c: Abs_Phandu (giá tr tuy t đ i c a ph n d )

Trong b ng 2.7, bi n Abs_phandu là giá tr tuy t đ i c a các ph n d c a h i quy chính.

T k t qu b ng 2.6 ta th y Sig = 4,5% >  = 1%. V y bác b H0, hay có th k t lu n không có hi n t ng ph ng sai c a sai s thay đ i trong mô hình.

- Ý ngha các tham s :

H s 1 là h s co gi n c a giá tr gia t ng ngành nông nghi p đ i v i v n đ u t cho khu v c nông nghi p, trong tr ng h p các y u t khác không đ i, khi t ng v n đ u t cho khu v c nông nghi p t ng 1% thì giá tr gia t ng c a ngành nông nghi p t ng 0,127%.

H s 2 là h s co gi n c a giá tr gia t ng ngành nông nghi p đ i v i di n tích đ t s n xu t nông nghi p, trong tr ng h p các y u t khác không đ i, khi di n tích đ t s n xu t nông nghi p t ng 1% thì giá tr gia t ng c a ngành nông nghi p t ng 2,038%.

T ng h s co gi n 1 + 2 = 2,165 cho th y hàm s n xu t ngành nông nghi p t i t nh Long An có s c sinh l i theo qui mô t ng d n.

H s R2

= 0,933 ph n ánh mô hình h i quy có quan h ch t ch , các bi n gi i thích V n đ u t cho nông nghi p và Di n tích đ t nông nghi p gi i thích 93,3% s thay đ i c a giá tr gia t ng ngành nông nghi p trong giai đ an

1986-2010, 6,7% s thay đ i c a giá tr gia t ng ngành nông nghi p đ c gi i thích b i các y u t khác ngoài mô hình.

- Phân tích k t qu mô hình:

Trong n n kinh t n c ta nói chung và c a ngành nông nghi p nói riêng, nh ng n m v a qua v n là y u t c c k quan tr ng và có ý ngh a quy t đ nh đ i v i vi c t ng tr ng. i v i ngành nông nghi p t i t nh Long An, v n đ u t cho các công trình h t ng nông nghi p đã góp ph n tích c c cho vi c phát tri n nông nghi p trong th i gian v a qua. ánh giá m t cách khái quát có th th y v n đ u t cho ngành nông nghi p phát huy hi u qu khá nhanh, vi c đ u t trong n m đã mang l i hi u qu ngay trong n m đó, t c là các ngành ch c n ng đã đ u t đúng vào các công trình h t ng mang tích b c xúc, c n thi t tr c m t đ tháo g khó kh n cho ngành nông nghi p.

Tuy nhiên chúng ta có th th y th c t là v n đ u t các c s h t ng cho ngành nông nghi p đ c th ng kê trên c s s li u đ u t th c t t ng n m, nh ng l i ích các công trình này không th có tác đ ng đ n t ng tr ng ngành nông nghi p ngay trong n m tri n khai th c hi n d án. Nguyên nhân c a v n đ trên có th do vi c đ u t d án th ng ph i tri n khai kéo dài trong nhi u n m, m t nguyên nhân khác là do công tác th ng kê đ c th c hi n trên c s s li u k h ach xây d ng c b n c a ngành nông nghi p hàng n m nh ng công trình xây d ng c b n đ c th c hi n vào cu i n m ho c n m sau đó. Tóm l i, đ xây d ng mô hình xem xét y u v n có tác đ ng nh th nào đ n t ng

Một phần của tài liệu Luận văn thạc sĩ Phân tích các yếu tố tác động đến tăng trưởng ngành nông nghiệp tại tỉnh Long An (Trang 41)

Tải bản đầy đủ (PDF)

(94 trang)