CHƢƠNG 4 BÀN LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
4.2. CÁC HÀM Ý CHÍNH SÁCH
4.2.5. Các biện pháp nhằm điều chỉnh sự bất bình đẳng về tài sản
Một trong những nguyên nhân gây bất bình đẳng là thừa kế tài sản từ ba mẹ, nhiều ngƣời có đất ở thành phố tự nhiên giàu có ho c nhiều ngƣời khác có th giàu lên nhờ quen biết ho c tham nhũng. Tuy nhiên, ngay cả đối với những ngƣời giàu có một cách chân chính nhờ tr óc và lao động, vấn đề đánh thức tài sản đ phân phối lại cho một bộ phận dân chính còn nghèo khổ vẫn còn là vấn đề tranh luận. Vì vậy, các sắc thuế nhƣ thuế thừa kế, thuế tài sản, thuế đầu tƣ… cần đƣợc nghiên cứu và tri n khai theo trình tự hợp lý.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 4
Chƣơng 4 đã trình bày một số quan đi m giải quyết tác động của tăng trƣởng tới bất bình đẳng thu nhập. Trên cơ sở đó cùng với những nghiên cứu ở chƣơng 2 và chƣơng 3 đề tài đƣa ra một số giải pháp cần thiết hiện nay nhằm tận dụng tác động t ch cực và hạn chế tác động tiêu cực của tăng trƣởng kinh tế tới bất bình đẳng thu nhập ở Đà Nẵng.
KẾT LUẬN
Với đề tài “Nghiên cứu tác động của tăng trưởng kinh tế tới bất bình đẳng thu nhập tại thành phố Đà Nẵng”, đề tài đã thực hiện đƣợc những mục tiêu nghiên cứu đề ra. Đề tài đã tập trung nghiên cứu những vấn đề lý luận và thực ti n về tác động của tăng trƣởng kinh tế tới bất bình đẳng thu nhập ở các kh a cạnh khác nhau; lƣợng hóa tác động tăng trƣởng kinh tế tới bất bình đẳng thu nhập tại Đà Nẵng giai đoạn 2004 – 2014. Những kết luận chính mà đề tài rút ra bao gồm:
1.Thông qua phân t ch đánh giá thực trạng tăng trƣởng kinh tế và bất bình đẳng thu nhập , đề tài đã chỉ rõ: Đà Nẵng đã đƣợc những thành tựu về tăng trƣởng cũng nhƣ nâng cao thu nhập bình quân đầu ngƣời nhƣng kéo theo đó là sự gia tăng bất bình đẳng thu nhập. Sự phân hóa giàu nghèo có tính tƣơng đối dƣới sự tăng trƣởng kinh tế. ợi ch của tăng trƣởng cũng không đƣợc phân bố đồng đều, số ngƣời có thu nhập mới và khả năng nâng cao thu nhập không đồng đều, nhóm thu nhập cao đƣợc tạo điều kiện thuận lợi hơn nhờ tăng trƣởng, vì thế họ càng giàu thêm; nhóm thu nhập thấp tuy thu nhập có tăng nhƣng tốc độ tăng lại không bằng, phần lớn thu nhập là thuộc về nhóm tiền lƣơng, tiền công, phi nông nghiệp chứ lao động các ngành nông lâm, thủy sản thu nhập còn rất thấp. Ch nh vì vậy mà bất bình đẳng vẫn dãn ra.
2.Đề tài đã lƣợng hóa đƣợc tác động của tăng trƣởng kinh tế tới bất bình đẳng thu nhập dựa trên số liệu thứ cấp. Đề tài đã sử dụng phƣơng pháp ƣớc lƣợng tác động cố định và kết quả phân t ch định lƣợng cho thấy tăng trƣởng kinh tế có ảnh hƣởng đến bất bình đẳng thu nhập ở thành phố Đà Nẵng: chấp nhận tăng trƣởng kinh tế cao hơn đồng nghĩa với việc bất bình đẳng sẽ tăng.
3.Đề tài đề xuất một số quan đi m đ gắn kết giữa tăng trƣởng và công bằng trong phân phối thu nhập. Các quan đi m bao gồm: duy trì tăng trƣởng bền vững trong dài hạn; phát tri n kinh tế phải đi đôi với công bằng xã hôi; không th hƣớng tới mục tiêu giảm bất bình đẳng bằng mọi giá đ c biệt không đƣợc cào bằng thu nhập mà phải chấp nhận bất bình đẳng ở mức vừa phải nhƣ một quy luật khách quan và tất yếu.
4.Trên cơ sở phân t ch thực trạng và quan đi m đề tài cũng đƣa ra một số giải pháp nhằm tận dụng tác động t ch cực của bất bình đẳng cũng nhƣ hạn chế tác động tiêu cực của chúng nhƣ: Xây dựng mô hình tăng trƣởng công bằng vì ngƣời nghèo; điều chỉnh cơ cấu đầu tƣ xã hội nhằm hƣớng tới các đối tƣợng yếu thế; đảm bảo ngƣời dân đƣợc chia s thành quả sự phát tri n dựa trên sự quan tâm đến ba lĩnh vực trọng yếu bao gồm: giáo dục, y tế và an sinh xã hội.
5.Bên cạnh những kết quả và đi m mới đề tài cũng có những hạn chế đòi hỏi cần phải có các nghiên cứu tiếp theo; do nguồn số liệu quận, thành phố không đầy đủ nên việc ki m định và ƣớc lƣợng còn bị giới hạn. Cùng với đó là do hạn chế về m t kiến thức cũng nhƣ kinh nghiệm nên việc đƣa ra các quan đi m, giải pháp cũng chƣa đầy đủ và không tránh khỏi chủ quan. Ch nh vì vậy, em rất mong muốn sự quan tâm và đóng góp ý kiến từ thầy cô và tất cả những ngƣời có quan tâm đến đề tài.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1] Lê Xuân Bá, Nguy n Thị Tuệ Anh (2006), Tăng trưởng kinh tế Việt Nam, NXB Khoa học Kỹ thuật.
[2] PGS.TS Bùi Quang Bình (2012), Giáo trình Kinh tế phát triển, NXB thông tin và truyền thông
[3] Học viện Chính trị Quốc gia Hồ Chí Minh (2004), Giáo trình xã hội h c trong quản lý, Trung tâm xã hội học, NXB Chính trị Quốc gia Hà Nội.
[4] Gunewardena D., và van de Walle D. (2000), “Nguyên nhân của bất bình đẳng dân tộc tại Việt Nam”, Tập san Kinh tế phát triển, Số 65, trang 177-207.
[5] Lê Quốc Hội (2009), “Tăng trƣởng vì ngƣời nghèo ở Việt Nam: Thành tựu, thách thức và giải pháp”, Tạp chí Phát triển kinh tế, số 229, tháng 11.
[6] Lê Quốc Hội (2009), “Tác động của tăng trƣởng kinh tế và bất bình đẳng thu nhập đến xóa đói giảm nghèo ở Việt Nam”, Tạp chí Kinh tế và Phát triển, số 145, tháng 8 năm 2009.
[7] Vũ Thị Hƣởng (2008), “Mối quan hệ nhân quả giữa tăng trƣởng và bất bình đẳng thu nhập nhìn từ góc độ mô hình kinh tế lƣợng”, Tạp chí nghiên cứu Tài chính kế toán số 4 (57) - 2008
[8] Nguy n Văn Nam, Trần Thọ Đạt (2006), Tốc độ và chất lượng tăng trưởng kinh tế ở VN, NXB Đại học kinh tế quốc dân, Hà Nội.
[9] GS.TS Vũ Thị Ngọc Phùng (2006), Giáo trình Kinh tế phát triển, NXB Đại học Kinh tế Quốc dân Hà Nội.
[10] Nguy n Thanh Sơn (2010), “Tăng trƣởng và bất bình đẳng thu nhập ở Việt Nam”, Tạp chí nghiên cứu kinh tế số 387 – 08/2010.
[11] Nguy n Kế Tuấn và nhóm tác giả (2011), Kinh tế Việt Nam năm 2010 Nhìn lại mô hình tăng trưởng kinh tế giai đoạn 2011-2010.
Tiếng Anh
[12] ewis, A. W. (1954), “Economic Development with Unlimited Supplies of abour”, The Manchester School, 22 (2), 1954, pp.139-191.
[13] Mankiw, N. G. (2000), Macroeconomics, Second edition, Harvard Universiti, Worth Publishers.
[14] Paul Saumelson, W. N (1989), Kinh tế h c, Viện quan hệ quốc tế, Hà Nội
[15] Li, Squireand Zou (1998), Explaining International and Variations in Income Inequality Intertemporal. Economic Journal, 108(446), 26- 43.
[16] Ricardo D. (1817), On the Principles of Political Economy and Taxation, London: John Murray, 1821
[http://www.econlib.org/library/Ricardo/ricPContents.html]
[17] Simon Kuznets (march, 1955), Economic growth and income inequality, The American economic Review 1955 (1)
[18] Torado, M.P. (1995), Economics for a Third World, Thord edition, Publishers Longman.
[19] Vinod et al. (2000), The Quality of Growth. Published for the World Bank, Oxford University Press
PHỤ LỤC
Phân bố xác suất của một số biến
.00000 .00001 .00002 .00003 .00004 .00005 .00006 .00007 0 10000 20000 30000 INVEST
Kernel Density (Normal, h = 3476.2)
.0000000 .0000004 .0000008 .0000012 .0000016 .0000020 0 200000 400000 600000 800000 1000000 LFS
Kernel Density (Normal, h = 111934)
.0 .1 .2 .3 .4 .5 7 8 9 10 11 LNINVEST
Kernel Density (Normal, h = 0.4476)
.00 .04 .08 .12 .16 .20 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 LNLFS K er ne l D en si ty (N or m al ) Mô hình 1:
Sử dụng phần mềm Eview ta có kết quả hồi quy sau: Dependent Variable: LNGINI
Method: Least Squares Date: 05/02/16 Time: 08:56 Sample: 1 180
Included observations: 180
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1.183940 0.081328 -14.55752 0.0000 LNGDP 0.007158 0.003919 1.826348 0.0695 LNINVEST 0.002724 0.014100 0.193183 0.0470 LNLFS -0.001346 0.006972 -0.193019 0.1472 GINI_INVEST 0.000913 0.000416 2.192509 0.0297 R-squared 0.356683 Mean dependent var -1.115046 Adjusted R-squared 0.137407 S.D. dependent var 0.070769 S.E. of regression 0.065727 Akaike info criterion -2.579228 Sum squared resid 0.756008 Schwarz criterion -2.490534 Log likelihood 237.1305 F-statistic 8.128477 Durbin-Watson stat 1.218545 Prob(F-statistic) 0.000005
Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Đ xác định sự tồn tại của mô hình, sử dụng tiêu chuẩn ki m định F qua phần mềm EVIEW (với mức ý nghĩa α = 5%; k = 4, n = 180).
Theo kết quả ở trên ta có Prob(F-statistic) < 0.05 Bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận H1. Vậy mô hình tồn tại.
Kiểm định sự vi phạm các giả thiết trong mô hình hồi quy
Hi n tượng đa cộng tuyến (Multicollinearity)
Đ ki m tra hiện tƣợng này luận văn xây dựng mô hình ma trận tƣơng quan giữa các c p biến. Nếu hệ số tƣơng quan giữa các c p biến giải thích cao (prob gần về 1) thì ta nghi ngờ có hiện tƣợng đa cộng tuyến xảy ra trong mô hình.
Ta thấy, các hệ số tƣơng quan giữa các biến chƣa gần về 1 nên không xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến trong mô hình này.
Hi n tượng tự tương quan (Autocorre ation)
Đ ki m tra mô hình ƣớc lƣợng có hiện tƣợng tự tƣơng quan hay không đề tài sử dụng ki m định BG
Tƣơng quan bậc 2
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 20.33430 Probability 0.000000 Obs*R-squared 34.26029 Probability 0.000000 Nhận xét:
- Prob(Obs*R-squared = 34.26029) = 0.000 < α = 0.05, nên ta bác bỏ H0, có nghĩa là mô hình tồn tại tƣơng quan chuỗi.
Hi n tượng phương sai sai số thay đổi (Heterocedasticity)
Hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi là hiện tƣợng phƣơng sai sai số ứng với các giá trị của biến độc lập là khác nhau (phƣơng sai không là hằng số). Đ ki m định hiện tƣợng này, luận văn sử dụng ki m định White.
Đ t giả thiết:
H0: không có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi H1: có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi
Nếu Prob > α= 0.05 chấp nhận giả thiết H0, tức là mô hình ƣớc lƣợng không có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi.
Nếu Prob < α= 0.05 chấp nhận giả thiết H1, tức là mô hình ƣớc lƣợng có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi.
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 12.26224 Probability 0.000000 Obs*R-squared 91.78341 Probability 0.000000
Nhìn vào kết quả ki m định, ta thấy: P-Value = 0.000 < α= 0.05
Vậy mô hình có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi.
Cách khắc phục hi n tượng trong mô hình
Khắc phục hiện tƣợng tự tƣơng quan Tìm sai phân từ kết xuất eview:
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. U(-1) 0.387802 0.068849 5.632625 0.0000
Mô hình sau khi lấy sai phân Dependent Variable: LNGINIM Method: Least Squares Date: 05/11/16 Time: 10:53 Sample(adjusted): 2 180
Included observations: 179 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.796381 0.065351 -12.18627 0.0000 LNLFSM 0.002707 0.009526 0.284180 0.0766 LNGDPM 0.016517 0.005134 3.216976 0.0015 LNINVESTM 0.004663 0.015900 0.293253 0.0697 GINI_INVESTM 0.001088 0.000462 2.353906 0.0197 R-squared 0.226423 Mean dependent var -0.682217 Adjusted R-squared 0.208639 S.D. dependent var 0.066782 S.E. of regression 0.059409 Akaike info criterion -2.781219 Sum squared resid 0.614113 Schwarz criterion -2.692186 Log likelihood 253.9191 F-statistic 12.73225 Durbin-Watson stat 1.687733 Prob(F-statistic) 0.000000
Ki m định mô hình bằng ki m định BG Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 0.921819 Probability 0.221601 Obs*R-squared 1.806843 Probability 0.220173
Ta thấy:
-LM = Obs*R-squared = 1.806843
-Prob(Obs*R-squared = 1.806843) = 0.220173 > α = 0.05, nên mô hình không tồn tại tƣơng quan chuỗi.
Khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi
Khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi bằng phƣơng pháp trọng số trọng số và sau đó tiến hành ki m định lại mô hình bằng ki m định White
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 4.128417 Probability 0.400004 Obs*R-squared 27.69529 Probability 0.367322 Nhận xét:
P-Value = 0.367322 > α= 0.05
Vậy mô hình không còn hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi. Mô hình phù hợp
Dependent Variable: LNGINI Method: Least Squares Date: 05/12/16 Time: 08:54 Sample: 1 180
Included observations: 180
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1.165034 0.045572 -25.56446 0.0000 LNGDP 0.005369 0.001826 2.940626 0.0037 LNINVEST 0.000852 0.003893 0.218838 0.0270 LNLFS -0.013295 0.006564 -2.025320 0.0444 GINI_INVEST 0.001148 0.000202 5.679464 0.0000 R-squared 0.396417 Mean dependent var -1.135626 Adjusted R-squared 0.396335 S.D. dependent var 0.710303 S.E. of regression 0.043003 Akaike info criterion -3.427705 Sum squared resid 0.323622 Schwarz criterion -3.339011 Log likelihood 313.4934 F-statistic 18.73797 Durbin-Watson stat 1.078645 Prob(F-statistic) 0.000000
LNGINI = -1.165034195 + 0.005368723414*LNGDP + 0.0008518935584*LNINVEST - 0.01329495927*LNLFS + 0.001148442631*GINI_INVEST
Mô hình 2:
Dependent Variable: LNINCGAP Method: Least Squares
Date: 05/12/16 Time: 09:43 Sample: 1 180
Included observations: 180
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 1.773530 0.156431 11.33744 0.0000 LNGDP 0.016585 0.007708 2.151712 0.0328 LNINVEST 0.017674 0.025351 -0.697178 0.4866 LNLFS -0.005304 0.013697 -0.387257 0.6990 INCGAP_INVEST 0.000136 3.56E-05 3.806668 0.0002 R-squared 0.225625 Mean dependent var 1.827472 Adjusted R-squared 0.207925 S.D. dependent var 0.144943 S.E. of regression 0.128997 Akaike info criterion -1.230670 Sum squared resid 2.912042 Schwarz criterion -1.141977 Log likelihood 115.7603 F-statistic 12.74718 Durbin-Watson stat 1.978951 Prob(F-statistic) 0.000000
Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Đ xác định sự tồn tại của mô hình, sử dụng tiêu chuẩn ki m định F qua phần mềm EVIEW (với mức ý nghĩa α = 5%; k = 4, n = 180).
Theo kết quả ở trên ta có Prob(F-statistic) < 0.05 Bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận H1. Vậy mô hình tồn tại
Kiểm định sự vi phạm các giả thiết trong mô hình hồi quy
Hi n tượng đa cộng tuyến (Multicollinearity)
Đ ki m tra hiện tƣợng này luận văn xây dựng mô hình ma trận tƣơng quan giữa các c p biến. Nếu hệ số tƣơng quan giữa các c p biến giải thích cao (prob gần về 1) thì ta nghi ngờ có hiện tƣợng đa cộng tuyến xảy ra trong mô hình.
Ta thấy, các hệ số tƣơng quan giữa các biến chƣa gần về 1 nên không xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến trong mô hình này.
Hi n tượng tự tương quan (Autocorre ation)
Đ ki m tra mô hình ƣớc lƣợng có hiện tƣợng tự tƣơng quan hay không đề tài sử dụng ki m định BG
Tƣơng quan bậc 2
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 34.31762 Probability 0.000000 Obs*R-squared 51.12807 Probability 0.000000
Nhận xét:
-LM = Obs*R-squared = 51.12807
-Prob(Obs*R-squared = 51.12807) = 0.000 < α = 0.05, nên ta bác bỏ H0, có nghĩa là mô hình tồn tại tƣơng quan chuỗi.
Hi n tượng phương sai sai số thay đổi (Heterocedasticity)
Đ t giả thiết:
H0: không có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi H1: có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi
Nếu Prob > α= 0.05 chấp nhận giả thiết H0, tức là mô hình ƣớc lƣợng không có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi.
Nếu Prob < α= 0.05 chấp nhận giả thiết H1, tức là mô hình ƣớc lƣợng có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi.
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 11.12860 Probability 0.000000 Obs*R-squared 87.41908 Probability 0.000000
Nhìn vào kết quả ki m định, ta thấy: P-Value = 0.000 < α= 0.05
Vậy mô hình có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi.
Cách khắc phục hi n tượng trong mô hình
Khắc phục hiện tƣợng tự tƣơng quan Tìm sai phân từ kết xuất eview:
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. U(-1) 0.506979 0.064313 7.882940 0.0000
Mô hình sau khi lấy sai phân Dependent Variable: LNINCGAPM Method: Least Squares
Date: 05/13/16 Time: 23:06 Sample(adjusted): 2 180
Included observations: 179 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.704903 0.108062 6.523141 0.0000 LNGDPM 0.042435 0.010518 4.034522 0.0001 LNINVESTM -0.012349 0.027534 -0.448501 0.6543 LNLFSM 0.008494 0.020069 0.423252 0.6726 INCGAP_INVESTM 0.000148 3.75E-05 3.956964 0.0001 R-squared 0.325926 Mean dependent var 0.901737 Adjusted R-squared 0.310430 S.D. dependent var 0.129478 S.E. of regression 0.107519 Akaike info criterion -1.594770 Sum squared resid 2.011485 Schwarz criterion -1.505737 Log likelihood 147.7319 F-statistic 21.03298 Durbin-Watson stat 1.649870 Prob(F-statistic) 0.000000
Ki m định mô hình bằng ki m định BG Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 3.104218 Probability 0.057382 Obs*R-squared 6.236013 Probability 0.054245
Ta thấy:
- LM = Obs*R-squared = 6.236013
- Prob(Obs*R-squared = 6.236013) = 0.054 > α = 0.05, nên mô hình không tồn tại tƣơng quan chuỗi.
Khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi
Khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi bằng phƣơng pháp trọng số trọng số và sau đó tiến hành ki m định lại mô hình bằng ki m định White.
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 3.584186 Probability 0.213036 Obs*R-squared 21.97513 Probability 0.467125
Test Equation:
Dependent Variable: STD_RESID^2 Method: Least Squares
Date: 05/15/16 Time: 22:43 Sample: 1 180
Included observations: 180
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.070319 0.198496 0.354257 0.7236 LNGDP 0.025322 0.012382 2.045112 0.0424 LNGDP^2 0.000141 0.000553 0.254070 0.7998 LNGDP*LNINVEST -0.002007 0.002634 -0.762026 0.4471 LNGDP*LNLFS -0.001989 0.001208 -1.645702 0.1017 LNGDP*INCGAP_IN VEST 5.45E-06 5.70E-06 0.956667 0.3401