Đẩy mạnh sản xuất về mặt số lượng cũng như chất lượng của những sản phẩm trong nước để tăng tính cạnh tranh

4. Một số kiến nghị về giải pháp 1 Giải pháp về nguồn lao động

4.4. Đẩy mạnh sản xuất về mặt số lượng cũng như chất lượng của những sản phẩm trong nước để tăng tính cạnh tranh

Bên cạnh các sản phẩm công nghiệp có uy tín và vị trí trên thị trường trong nước và quốc tế, ngành công nghiệp còn rất nhiều sản phẩm chưa đủ sức cạnh tranh, nhất là khi chúng ta chuẩn bị ra nhập WTO, nhiều mặt hàng nhập khẩu của nước ngoài sẽ được cắt giảm thuế. Cho nên các doanh nghiệp công nghiệp phải tiếp tực đầu tư, nâng cao chất lượng lao động, đẩy mạnh hơn nữa việc áp dụng khoa học kỹ thuật, công nghệ hiện đại vào thực tế sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp để nâng cao năng suất, chất lượng, hiệu quả sản xuất, tạo cơ sở hạ giá thành sản phẩm. Chỉ có đầu tư nâng cấp thiết bị thì giá thành sản xuất mới hạ thấp được và đây chính là giải pháp có ý nghĩa lâu dài khi muốn tăng sức cạnh tranh cho các sản phẩm. Tăng cường việc sản xuất sử dụng nguyên liệu trong nước có chất lương tương đương thay thế hàng nhập khẩu, nhằm tạo điều kiện phát huy nội lực, chủ động sản xuất trong cơ chế thị trường.

PHỤ LỤC

Phụ lục 1: Giải thích các biến số.

GOCN : Tổng sản phẩm của ngành công nghiệp. ICN : Vốn đầu tư sản xuất cho ngành công nghiệp. LCN : Số lao động trong ngành công nghiệp. ECN : Giá trị xuất khẩu các sản phẩm công nghiệp. D1 : Biến giả

D1 = 1 nếu năm quan sát thuộc thời kỳ 1986-1990 0 nếu năm quan sát thuộc thời kỳ sau 1990

Phụ lục 2: Kết quả ước lượng mô hình ban đầu.

Dependent Variable: LOG(GOCN) Method: Least Squares

Date: 04/11/06 Time: 10:12 Sample(adjusted): 1990 2005

Included observations: 16 after adjusting endpoints

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(ICN) 0.353745 0.236690 1.494549 0.1632 LOG(ECN) 0.192586 0.229053 0.840792 0.4184 LOG(LCN) 1.287993 0.207728 6.200376 0.0001 D1 -0.575438 0.259132 -2.220635 0.0483 C -12.96460 2.278105 -5.690958 0.0001 R-squared 0.995789 Mean dependent var 12.14647 Adjusted R-squared 0.994258 S.D. dependent var 1.052901 S.E. of regression 0.079782 Akaike info criterion -1.968726 Sum squared resid 0.070017 Schwarz criterion -1.727292 Log likelihood 20.74981 F-statistic 650.3724 Durbin-Watson stat 2.139067 Prob(F-statistic) 0.000000

Phụ lục 3: Kết quả ước lượng mô hình tăng trưởng công nghiệp cuối cùng sau các bước cải tiến (mô hình 1).

Dependent Variable: LOG(GOCN) Method: Least Squares

Date: 04/11/06 Time: 21:47 Sample(adjusted): 1990 2005

Included observations: 16 after adjusting endpoints

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(ICN) 0.547160 0.055030 9.942983 0.0000 LOG(LCN) 1.222698 0.190298 6.425159 0.0000 D1 -0.382433 0.118755 -3.220363 0.0073 C -12.70836 2.229889 -5.699100 0.0001 R-squared 0.995519 Mean dependent var 12.14647 Adjusted R-squared 0.994399 S.D. dependent var 1.052901 S.E. of regression 0.078802 Akaike info criterion -2.031440 Sum squared resid 0.074517 Schwarz criterion -1.838293 Log likelihood 20.25152 F-statistic 888.6301 Durbin-Watson stat 1.859912 Prob(F-statistic) 0.000000

Phụ lục 4: Kiểm định một số giả thiết OLS cho mô hình 1. 1. Kiểm định tính dừng của phần dư e.

ADF Test Statistic -3.488144 1% Critical Value* -2.7411 5% Critical Value -1.9658 10% Critical Value -1.6277 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(E) Method0: Least Squares Date: 04/11/06 Time: 22:44 Sample(adjusted): 1991 2005

Included observations: 15 after adjusting endpoints

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. E(-1) -0.929956 0.266605 -3.488144 0.0036 R-squared 0.464978 Mean dependent var -1.36E-05 Adjusted R-squared 0.464978 S.D. dependent var 0.099497 S.E. of regression 0.072777 Akaike info criterion -2.338486 Sum squared resid 0.074151 Schwarz criterion -2.291283 Log likelihood 18.53865 Durbin-Watson stat 1.782743 Dùng tiêu chuẩn ADF để kiểm định tính dừng của phần dư e.

Kiểm định H0: e là nhiễu trắng

H1: e không phải là nhiễu trắng

Ta có τqs = -3.488144 ; τ0,01= -2.7411; τ0,05= -1.9658; τ0,1= -1.6277 => |τqs| > |τα| => chấp nhận giả thiết H0 hay e là nhiễu trắng => phần dư e là chuỗi dừng.

2. Kiểm định tính tự tương quan.

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic 0.060640 Probability 0.810022 Obs*R-squared 0.087720 Probability 0.767096 Test Equation:

Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 04/11/06 Time: 23:05

Presample missing value lagged residuals set to zero.

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(ICN) 0.004442 0.060090 0.073919 0.9424 LOG(LCN) -0.016720 0.209521 -0.079801 0.9378 D1 0.005982 0.126057 0.047453 0.9630

C 0.195480 2.454558 0.079640 0.9380

RESID(-1) 0.078273 0.317856 0.246252 0.8100 R-squared 0.005482 Mean dependent var 1.55E-15 Adjusted R-squared -0.356160 S.D. dependent var 0.070483 S.E. of regression 0.082080 Akaike info criterion -1.911938 Sum squared resid 0.074108 Schwarz criterion -1.670504 Log likelihood 20.29550 F-statistic 0.015160 Durbin-Watson stat 1.963636 Prob(F-statistic) 0.999471 Sử dụng tiêu chuẩn BG để kiểm định:

H0: không tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mô hình. H1: tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mô hình.

Ta có Fqs=0.06064 và giá trị P-value của thống kê F là 0.810022 > α = 0.05

=> không có cơ sở để bác bỏ H0 => không tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mô hình.

3. Kiểm định dạng hàm.

Ramsey RESET Test:

F-statistic 0.665484 Probability 0.431941 Log likelihood ratio 0.939826 Probability 0.332323 Test Equation:

Dependent Variable: LOG(GOCN) Method: Least Squares

Date: 04/11/06 Time: 23:11 Sample: 1990 2005

Included observations: 16

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(ICN) -0.036110 0.717167 -0.050351 0.9607 LOG(LCN) -0.591694 2.232500 -0.265037 0.7959 D1 0.024255 0.512875 0.047292 0.9631

C 13.97375 32.78590 0.426212 0.6782

FITTED^2 0.050093 0.061405 0.815772 0.4319 R-squared 0.995774 Mean dependent var 12.14647 Adjusted R-squared 0.994238 S.D. dependent var 1.052901 S.E. of regression 0.079924 Akaike info criterion -1.965179 Sum squared resid 0.070266 Schwarz criterion -1.723745 Log likelihood 20.72143 F-statistic 648.0601 Durbin-Watson stat 1.695965 Prob(F-statistic) 0.000000 Sử dụng tiêu chuẩn Ramsay kiểm định:

H0: dạng hàm là đúng H1: dạng hàm sai

Ta có Fqs = 0.665484 và giá trị P-value của thống kê F là 0.431941 > α = 0.05



4.

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic 2.314365 Probability 0.121231 Obs*R-squared 8.582917 Probability 0.126902 Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares

Date: 05/05/06 Time: 08:45 Sample: 1990 2005

Included observations: 16

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -2.842617 6.795542 -0.418306 0.6846 LOG(ICN) -0.037795 0.072952 -0.518080 0.6157 (LOG(ICN))^2 0.001465 0.003141 0.466526 0.6508 LOG(LCN) 0.414664 0.945488 0.438571 0.6703 (LOG(LCN))^2 -0.013909 0.031481 -0.441840 0.6680 D1 -0.017850 0.011459 -1.557734 0.1504 R-squared 0.536432 Mean dependent var 0.004657 Adjusted R-squared 0.304649 S.D. dependent var 0.004573 S.E. of regression 0.003813 Akaike info criterion -8.020578

Sum squared resid 0.000145 Schwarz criterion -7.730857 Log likelihood 70.16462 F-statistic 2.314365 Durbin-Watson stat 2.227606 Prob(F-statistic) 0.121231 Sử dụng tiêu chuẩn White để kiểm định:

H0: phương sai của sai số là đồng đều. H1: phương sai của sai số thay đổi

Ta có Fqs = 2.314365 và giá trị P-value của thống kê F là 0.121231 > α = 0.05 => chấp nhận giả thiết H0 => mô hình có phương sai của sai số không đổi.

5. Kiểm định giả thiết về phân phối của U.

Kiểm định H0: U có phân phối chuẩn.

H1: U không có phân phối chuẩn. Sử dụng thống kê Jarque-Bera (JB) ta có:

JB= 0.91866 và có giá trị P-value của thống kê JB là 0.631707 > α = 0.05 => không có cơ sở để bác bỏ H0 tức là U có phân phối chuẩn.

5. Phương trình cuối cùng được chọn như sau:

Log(GOCN) = α0 + α1*D1 + α2*log(ICN) + α3*log(LCN)

Phụ lục 5: Kết quả ước lượng của mô hình 2. Dependent Variable: LOG(GOCN) Method: Least Squares

Date: 05/04/06 Time: 14:26 Sample(adjusted): 1990 2005

Included observations: 16 after adjusting endpoints

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(ICN) 0.619732 0.048059 12.89511 0.0000 LOG(LCN) 1.290471 0.241764 5.337740 0.0002 T -0.098964 0.039622 -2.497719 0.0280 C -14.61333 3.106928 -4.703466 0.0005 R-squared 0.994504 Mean dependent var 12.14647 Adjusted R-squared 0.993130 S.D. dependent var 1.052901 S.E. of regression 0.087273 Akaike info criterion -1.827226 Sum squared resid 0.091400 Schwarz criterion -1.634079 Log likelihood 18.61781 F-statistic 723.7507 Durbin-Watson stat 1.683602 Prob(F-statistic) 0.000000

Mô hình 2:

Log(GOCN) = α0 + α1*T + α2*log(ICN) + α3*log(LCN)

Phụ lục 6: Kiểm định một số giả thiết cho mô hình 2

1.

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic 0.302692 Probability 0.593196 Obs*R-squared 0.428488 Probability 0.512732 Test Equation:

Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 05/04/06 Time: 14:29

Presample missing value lagged residuals set to zero.

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(ICN) 0.008570 0.051912 0.165087 0.8719 LOG(LCN) -0.046059 0.262801 -0.175264 0.8641

T 0.004232 0.041544 0.101874 0.9207

C 0.583551 3.372469 0.173034 0.8658

RESID(-1) 0.173040 0.314519 0.550174 0.5932 R-squared 0.026781 Mean dependent var 1.22E-15 Adjusted R-squared -0.327117 S.D. dependent var 0.078060 S.E. of regression 0.089925 Akaike info criterion -1.729372 Sum squared resid 0.088952 Schwarz criterion -1.487938 Log likelihood 18.83498 F-statistic 0.075673 Durbin-Watson stat 1.894151 Prob(F-statistic) 0.988175

Sử dụng tiêu chuẩn BG để kiểm định:

H0: không tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mô hình. H1: tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mô hình.

Ta có Fqs=0.06064 và giá trị P-value của thống kê F là 0.593196 > α = 0.05

2. Kiểm định phương sai của sai số thay đổi White Heteroskedasticity Test:

F-statistic 1.858548 Probability 0.193574 Obs*R-squared 8.854054 Probability 0.181954 Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares

Date: 05/04/06 Time: 14:30 Sample: 1990 2005

Included observations: 16

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.543433 10.18868 0.053337 0.9586 LOG(ICN) 0.076446 0.248179 0.308027 0.7651 (LOG(ICN))^2 -0.003205 0.010438 -0.307015 0.7658 LOG(LCN) -0.127402 1.293723 -0.098477 0.9237 (LOG(LCN))^2 0.004078 0.043271 0.094233 0.9270 T -0.000987 0.009698 -0.101747 0.9212 T^2 0.004146 0.014350 0.288916 0.7792 R-squared 0.553378 Mean dependent var 0.005712 Adjusted R-squared 0.255631 S.D. dependent var 0.005382 S.E. of regression 0.004643 Akaike info criterion -7.607242 Sum squared resid 0.000194 Schwarz criterion -7.269234 Log likelihood 67.85793 F-statistic 1.858548 Durbin-Watson stat 2.469641 Prob(F-statistic) 0.193574 Sử dụng tiêu chuẩn White để kiểm định:

H0: phương sai của sai số là đồng đều. H1: phương sai của sai số thay đổi

Ta có Fqs = 1.858548 và giá trị P-value của thống kê F là 0.193574 > α = 0.05 => chấp nhận giả thiết H0 => mô hình có phương sai của sai số không đổi.

3. Kiểm định dạng hàm Ramsey RESET Test:

F-statistic 0.411912 Probability 0.534146 Log likelihood ratio 0.588200 Probability 0.443116 Test Equation:

Dependent Variable: LOG(GOCN) Method: Least Squares

Date: 05/04/06 Time: 14:31 Sample: 1990 2005

Included observations: 16

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(ICN) 0.031352 0.918084 0.034149 0.9734 LOG(LCN) -0.374628 2.606223 -0.143744 0.8883 T -0.006544 0.149622 -0.043737 0.9659

C 10.75217 39.65040 0.271174 0.7913

FITTED^2 0.044481 0.069306 0.641804 0.5341 R-squared 0.994702 Mean dependent var 12.14647 Adjusted R-squared 0.992775 S.D. dependent var 1.052901 S.E. of regression 0.089494 Akaike info criterion -1.738989 Sum squared resid 0.088100 Schwarz criterion -1.497555 Log likelihood 18.91191 F-statistic 516.3142 Durbin-Watson stat 1.566398 Prob(F-statistic) 0.000000 Sử dụng tiêu chuẩn Ramsay kiểm định:

H0: dạng hàm là đúng H1: dạng hàm sai

Ta có Fqs = 0.411912 và giá trị P-value của thống kê F là 0.534146 > α = 0.05

4. Kiểm định tính dừng của phần dư

ADF Test Statistic -3.212070 1% Critical Value* -2.7411 5% Critical Value -1.9658 10% Critical Value -1.6277 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(RESID01) Method: Least Squares

Date: 05/04/06 Time: 14:33 Sample(adjusted): 1991 2005

Included observations: 15 after adjusting endpoints

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. RESID01(-1) -0.845219 0.263138 -3.212070 0.0063 R-squared 0.424085 Mean dependent var 0.001865 Adjusted R-squared 0.424085 S.D. dependent var 0.104822 S.E. of regression 0.079549 Akaike info criterion -2.160554 Sum squared resid 0.088592 Schwarz criterion -2.113350 Log likelihood 17.20415 Durbin-Watson stat 1.855501

Dùng tiêu chuẩn ADF để kiểm định tính dừng của phần dư e. Kiểm định H0: e là nhiễu trắng

H1: e không phải là nhiễu trắng

Ta có τqs = -3.212070; τ0,01= -2.7411 ; τ0,05= -1.9658; τ0,1= -1.6277 => |τqs| > |τα| => chấp nhận giả thiết H0 hay e là nhiễu trắng => phần dư e là chuỗi dừng.

6.

Kiểm định H0: U có phân phối chuẩn.

H1: U không có phân phối chuẩn. Sử dụng thống kê Jarque-Bera (JB) ta có:

JB= 0.914853 và có giá trị P-value của thống kê JB là 0.63291 > α = 0.05 => không có cơ sở để bác bỏ H0 tức là U có phân phối chuẩn.

KẾT LUẬN

Tăng trưởng công nghiệp là một phần quan trọng trong tăng trưởng kinh tế, tạo tiền đề cho các ngành kinh tế khác phát triển. Với Việt Nam ta việc công nghiệp tăng trưởng cao và ổn định sẽ giúp cho đất nước đẩy nhanh quá trình công nghiệp hoá, hiện đại hoá, thoát khỏi nguy cơ tụt hậu quá xa so với các nước phát triển trên thế giới. Sau gần 20 năm đổi mới về tất cả mọi mặt, ngành công nghiệp nước ta đã phấn đấu để xứng đáng là một trong những ngành mũi nhọn của đất nước. Trong những năm qua cùng với sự phát triển của kinh tế có sự đóng góp không nhỏ của ngành công nghiệp từ việc ứng dựng công nghiệp vào các ngành kinh tế tới việc giá trị sản phẩm công nghiệp xuất khẩu chiếm tỷ trọng lớn trong GDP của toàn bộ nền kinh tế… Tuy nhiên bên cạnh những thành công ngành công nghiệp nước ta vẫn còn một số bất cập như: trình độ của lao động công nghiệp chưa cao, sản xuất còn phụ thuộc nhiều vào nhập khẩu, sản phẩm công nghiệp nhiều nhưng chưa đủ phục vụ trong nước.

Nói chung trên thế giới ở các nước phát triển sự phát triển của ngành công nghiệp phụ thuộc lớn vào các yếu tố về vốn, về lao động, tài nguyên, khoa học kỹ thuật. Tuy nhiên mỗi một nước lại có những đặc thù riêng. Thực tế thì ở các nước đang phát triển như Việt Nam, ngoài các yếu tố trên, yếu tố xuất khẩu cũng có những ảnh hưởng không nhỏ đến sự phát triển của ngành công nghiệp. Theo đó mấu chốt của đề tài này bằng việc đưa thêm biến xuất khẩu vào mô hình sản xuất truyền thống thì một kết luận được rút ra là, không giống với nhiều nước đang phát triển và phát triển khác, yếu tố xuất khẩu của nước ta chưa thực sự đóng góp đáng kể vào sự phát triển của ngành công nghiệp trong nước. Có thể trong một dạng mô hình khác như mô hình tuyến tính biến giá trị xuất khẩu có thể ảnh hưởng lớn đến giá trị sản xuất công nghiệp nhưng trong mô hình em xây dựng thì nó lại không có ảnh hưởng đến sản xuất công nghiệp. Đây củng có thể là một thực trạng thực tế của công nghiệp xuất khẩu còn yếu kém mà nước ta cần phải khác phục trong tương lai.

Trong quá trình thực tập, mặc dù có nhiều khó khăn như hạn chế về kiến thức cũng như kinh nghiệm thực tiễn, bên cạnh đó do hạn chế, sai sót về mặt số liệu thu thập được nhưng do dược sự giúp đỡ tận tình của thầy và cán bộ hướng dẫn thực tập em đã hoàn thành xong báo cáo thực tập tốt nghiệp. Với mô hình em đưa ra và các kết quả thu được từ đề tài sẽ không

tránh khỏi được những hạn chế thiếu sót nhất định. Vì vậy em kính mong nhận được sự góp ý từ các thầy cô giáo.

Em xin chân thành cảm ơn!

Sinh viên thực tập. Nguyễn Cẩm Vân