7. Bố cục đề tài
3.2. PHÂN TÍCH SỰ KHÁC BIỆT BẰNG MÔ HÌNH KINH TẾ LƢỢNG
3.2.3. Kết quả ƣớc lƣợng hồi quy
a. Mô hình hồi quy không bị ảnh hưởng bởi yếu tố thời gian
Sử dụng phần mềm SPSS ta có kết quả:
Bảng 3.9. Tóm tắt kết quả về sự chênh lệch năng suất lao động giữa các loại hình doanh nghiệp
Biến giải thích OLS
Lao động – Ln(L) 0.622
(0.029)**
Vốn cố định – Ln(K) 0.338
(0.019)** Biến giả cho doanh nghiệp nhà nƣớc - DS -0.310
(0.031)** Biến cho doanh nghiệp có vốn đầu tƣ nƣớc
ngoài - DF
0.142 (0.032)** Biến giả cho khu vực điều tra doanh nghiệp
– DR1
0.024 (0.034)** Biến giả cho khu vực điều tra doanh nghiệp
– DR2 -0.012 (0.033)** R2 0.47 Prob<F 0.0000 VIF Nhỏ hơn 5 Durbin-Watson 1.659 N 2331
Ghi chú: trong () là độ lệch chuẩn, ** là mức ý nghĩa 5% Ta có mô hình hồi quy:
Ln(Y) = 1.934 + 0.622Ln(L) + 0.338Ln(K) – 0.31DS + 0.142DF + 0.024DR1 – 0.012DR2
Kiểm định sự phù hợp của các biến trong mô hình
Bảng 3.10. Bảng giá trị t của các biến trong mô hình
Biến giải thích /t-stat/
Lao động – Ln(L) 20.963
Vốn cố định – Ln(K) 19.45
Biến giả cho doanh nghiệp nhà nƣớc - DS 9.89 Biến cho doanh nghiệp có vốn đầu tƣ nƣớc
ngoài - DF 4.281
Biến giả cho khu vực điều tra doanh nghiệp
– DR1 4.126
Biến giả cho khu vực điều tra doanh nghiệp
– DR2 3.864
Ta có kết quả /t-stat/ > T23310.05= 1.961 nên các biến Ln(L), Ln(K), DS, DF, DR1, DR2 có ý nghĩa về mặt thống kê.
Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Kiểm định cặp giả thiết:
H0:không có mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập
(R2=0)
H1: tồn tại mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập (R2#0) Để xác định sự tồn tại của mô hình, sử dụng tiêu chuẩn kiểm định F qua
phần mềm SPSS (với mức ý nghĩa α = 5%; k = 7, n = 2331).
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 hiện tượng đa cộng tuyến:
Để phát hiện hiện tƣợng đa cộng tuyến trong mô hình ngƣời ta thƣờng sử dụng hệ số tƣơng quan cặp giữa các biến giải thích hoặc sử dụng nhân tử phóng đại phƣơng sai VIF. Nếu hệ số tƣơng quan cặp giữa các biến giải thích < 0,8 hoặc nhân tử phóng đại phƣơng sai VIF < 5 thì sẽ không xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến và ngƣợc lại.
Sử dụng phần mềm SPSS ta có kết quả sau:
Bảng 3.11. Bảng giá trị VIF của các biến trong mô hình
Biến giải thích VIF
Ln(L) 1.498 Ln(K) 1.501 DS 1.364 DF 1.407 DR1 1.475 DR2 1.462
Theo bảng ta thấy, các hệ số VIF đều nhỏ hơn 5. Vậy mô hình không tồn tại hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Vậy mô hình hồi quy phù hợp là:
Ln(Y) = 1.934 + 0.622Ln(L) + 0.338Ln(K) – 0.31DS + 0.142DF + 0.024DR1 – 0.012DR2
Từ bảng hồi quy, có thể thấy rằng giá R2 = 47% chứng tỏ các biến Ln(L), Ln(K), DS, DF, DR1, DR2 giải thích đƣợc 47% sự biến động của biến phụ thuộc Ln(Y).
Từ kết quả hồi quy ta thấy sự khác biệt về năng suất lao động giữa các loại hình doanh nghiệp là khác nhau do sự khác biệt nhau về độ dốc của các hàm sản xuất. Ngoài ra sự khác biệt về năng suất lao động giữa các loại hình doanh nghiêp cũng bị ảnh hƣởng bởi khu vực điều tra của doanh nghiệp. Kết quả hồi quy cho ta thấy, với các yếu tố khác không đổi với mức ý nghĩa 5% thì các doanh nghiệp ở vùng kinh tế trọng điểm miền Trung tạo ra năng suất lao động cao hơn so với các doanh nghiệp ở các vùng khác. Từ kết quả hồi quy ta thấy, với các yếu tố khác không đổi với mức ý nghĩa 5%, thì mức chênh lệch năng suất lao động bình quân giữa các doanh nghiệp có vốn đầu tƣ nƣớc ngoài so với các doanh nghiệp trong nƣớc trong giai đoạn 2011 – 2014 là 15.25%. Biến giả DS nhận hệ số âm điều này phản ánh rằng các doanh nghiệp nhà nƣớc là có năng suất lao động thấp hơn so với các doanh nghiệp thuộc khối tƣ nhân.
b. Mô hình hồi quy bị ảnh hưởng bới yếu tố thời gian
Ảnh hƣởng của thời gian: Luận văn xem xét ảnh hƣởng thời gian theo ý nghĩa là mô hình hồi quy dịch chuyển theo thời gian do những yếu tố nhƣ thay đổi công nghệ, chất lƣợng lao động, thay đổi chính sách thuế hay quy định của chính phủ và các ảnh hƣởng bên ngoài khác. Những ảnh hƣởng của thời gian này có thể dễ dàng đƣợc xem xét nếu ta đƣa vào mô hình các biến giả thời gian. Khi đó mô hình hồi quy là:
Ln(Y) = a0 + a1ln(K) + a2ln(L) + a3DS + a4DF + a5DY1 + a6DY2 + a7DY3 + a7DR1 + a8DR2
Trong đó:
Ln(Y): logarit giá trị sản lƣợng của doanh nghiệp/1 đơn vị lao động Ln(L): logarit số lao động trong doanh nghiệp
Ln(K): logarit vốn trong doanh nghiệp
DS: Biến giả cho các doanh nghiệp nhà nƣớc
DS = [ 1: nếu năng suất lao động là của các doanh nghiệp nhà nƣớc 0: nếu năng suất lao động là của các doanh nghiệp khác DF: Biến giả cho các doanh nghiệp có vốn đầu tƣ nƣớc ngoài
DF = [
1: nếu năng suất lao động là của các doanh nghiệpcó vốn đầu tƣ nƣớc ngoài
0: nếu năng suất lao động là của các doanh nghiệp khác DYj: Biến giả cho năm điều tra doanh nghiệp
DY1 = [ 1: nếu năm điều tra doanh nghiệp là năm 2011 0: nếu năm điều tra doanh nghiệp là các năm khác
DY2 = [ 1: nếu năm điều tra doanh nghiệp là năm 2012 0: nếu năm điều tra doanh nghiệp là các năm khác
DY3 = [ 1: nếunăm điều tra doanh nghiệp là năm 2013 0: nếu năm điều tra doanh nghiệp là các năm khác DRi: Biến giả cho khu vực điều tra doanh nghiệp
Bảng 3.12. Tóm tắt kết quả về sự chênh lệch năng suất lao động giữa các loại hình doanh nghiệp
Biến giải thích OLS
Lao động – Ln(L) 0.586
(0.029)**
Vốn cố định – Ln(K) 0.354
(0.019)** Biến giả cho doanh nghiệp nhà nƣớc - DS -0.315
(0.031)** Biến cho doanh nghiệp có vốn đầu tƣ
nƣớc ngoài - DF
0.144 (0.031)** Biến giả cho năm điều tra doanh nghiệp –
DY1
-0.173 (0.036)** Biến giả cho năm điều tra doanh nghiệp –
DY2
0.041 (0.035)** Biến giả cho năm điều tra doanh nghiệp –
DY3
-0.010 (0.033)** Biến giả cho khu vực điều tra doanh
nghiệp – DR1
0.026 (0.035)** Biến giả cho khu vực điều tra doanh
nghiệp – DR2 -0.012 (0.031)** R2 0.478 Prob<F 0.0000 VIF Nhỏ hơn 5 Durbin-Watson 1.683 N 2331
Ta có mô hình hồi quy:
Ln(Y) = 2.005 + 0.586Ln(L) + 0.354Ln(K) – 0.315DS + 0.144DF – 0.173DY1 + 0.41DY2 – 0.01DY3 + 0.026DR1 – 0.012DR2
Kiểm định sự phù hợp của các biến trong mô hình
Bảng 3.13. Bảng giá trị t của các biến trong mô hình
Biến giải thích /t-stat/
Lao động – Ln(L) 20.941
Vốn cố định – Ln(K) 19.117
Biến giả cho doanh nghiệp nhà nƣớc - DS 10.086 Biến cho doanh nghiệp có vốn đầu tƣ
nƣớc ngoài – DF 4.359
Biến giả cho năm điều tra doanh nghiệp –
DY1 4.761
Biến giả cho năm điều tra doanh nghiệp –
DY2 1.185
Biến giả cho năm điều tra doanh nghiệp –
DY3 0.305
Biến giả cho khu vực điều tra doanh
nghiệp – DR1 4.128
Biến giả cho khu vực điều tra doanh
nghiệp – DR2 3.866
Ta có, kết quả /t-stat/ của các hệ số a1, a2, a3, a4, a5, a8,a9 là lớn hơn giá trị T23310.05 = 1.961 nên các biến Ln(L), Ln(K), DS, DF, DY1, DR1, DR2 có ý nghĩa về mặt thống kê trong mô hình. Ngƣợc lại, kết quả /t-stat/ của các hệ số a6, a7 là nhỏ hơn giá trị T23310.05 = 1.961 nên các biến DY2, DY3 không có ý nghĩa về mặt thống kê trong mô hình.
Chạy lại mô hình sau khi loại bỏ biến DY2
Bảng 3.14. Bảng giá trị t của các biến trong mô hình
Biến giải thích /t-stat/
Lao động – Ln(L) 20.964
Vốn cố định – Ln(K) 19.132
Biến giả cho doanh nghiệp nhà nƣớc - DS 10.094 Biến cho doanh nghiệp có vốn đầu tƣ nƣớc ngoài – DF 4.387
Biến giả cho năm điều tra doanh nghiệp – DY1 5.704 Biến giả cho năm điều tra doanh nghiệp – DY3 0.916 Biến giả cho khu vực điều tra doanh nghiệp – DR1 4.142 Biến giả cho khu vực điều tra doanh nghiệp – DR2 3.872
Ta có kết quả /t-stat/ của hệ số biến DY3 là 0.916 nhỏ hơn giá trị T23310.05 = 1.961, nên biến DY3 không có ý nghĩa về mặt thống kê trong mô hình.
Chạy lại mô hình sau khi loại bỏ biến DY3
Bảng 3.15. Bảng giá trị t của các biến trong mô hình
Biến giải thích /t-stat/
Lao động – Ln(L) 20.946
Vốn cố định – Ln(K) 19.14
Biến giả cho doanh nghiệp nhà nƣớc - DS 10.084 Biến cho doanh nghiệp có vốn đầu tƣ nƣớc ngoài – DF 4.359
Biến giả cho năm điều tra doanh nghiệp – DY1 5.112 Biến giả cho năm điều tra doanh nghiệp – DY2 1.467 Biến giả cho khu vực điều tra doanh nghiệp – DR1 4.375 Biến giả cho khu vực điều tra doanh nghiệp – DR2 3.878
Ta có kết quả /t-stat/ của hệ số biến DY3 là 1.467 nhỏ hơn giá trị T23310.05 = 1.961, nên biến DY2 không có ý nghĩa về mặt thống kê trong mô hình.
Vậy các biến DY2, DY3 là không có ý nghĩa về mặt thống kê trong mô hình nên bị loại khỏi mô hình.
Kết quả hồi quy sau khi loại bỏ biến DY2, DY3 khỏi mô hình
Bảng 3.16. Tóm tắt kết quả về sự chênh lệch năng suất lao động giữa các loại hình doanh nghiệp
Biến giải thích OLS
Lao động – Ln(L) 0.586
(0.029)**
Vốn cố định – Ln(K) 0.354
(0.019)** Biến giả cho doanh nghiệp nhà nƣớc - DS
-0.315 (0.031)** Biến cho doanh nghiệp có vốn đầu tƣ
nƣớc ngoài – DF
0.144 (0.031)** Biến giả cho năm điều tra doanh nghiệp –
DY1
-0.181 (0.032)** Biến giả cho khu vực điều tra doanh
nghiệp – DR1
0.027 (0.035)** Biến giả cho khu vực điều tra doanh
nghiệp – DR2
-0.014 (0.031)**
Biến giải thích OLS R2 0.477 Prob<F 0.0000 VIF Nhỏ hơn 5 Durbin-Watson 1.681 N 2331
Ghi chú: trong () là độ lệch chuẩn, ** là mức ý nghĩa 5% Mô hình hồi quy là:
Ln(Y) = 2.007 + 0.586Ln(L) + 0.354Ln(K) – 0.315DS + 0.144DF – 0.181DY1 + 0.027DR1 – 0.014DR2
Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Kiểm định cặp giả thiết:
H0: không có mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập (R2=0)
H1: tồn tại mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập (R2#0) Để xác định sự tồn tại của mô hình, sử dụng tiêu chuẩn kiểm định F qua phần mềm SPSS (với mức ý nghĩa α = 5%; k = 8, n = 2331).
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 hiện tượng đa cộng tuyến:
Để phát hiện hiện tƣợng đa cộng tuyến trong mô hình ngƣời ta thƣờng sử dụng hệ số tƣơng quan cặp giữa các biến giải thích hoặc sử dụng nhân tử phóng đại phƣơng sai VIF. Nếu hệ số tƣơng quan cặp giữa các biến giải thích < 0,8 hoặc nhân tử phóng đại phƣơng sai VIF < 5 thì sẽ không xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến và ngƣợc lại.
Bảng 3.17. Bảng giá trị VIF của các biến trong mô hình
Biến giải thích VIF
Ln(L) 1.500 Ln(K) 1.510 DS 1.365 DF 1.408 DY1 1.319 DR1 1.336 DR2 1.362
Theo bảng ta thấy, các hệ số VIF đều nhỏ hơn 5. Vậy mô hình không tồn tại hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Từ bảng kết quả hồi quy ta thấy giá trị hệ số xác định R2 = 47.7% chứng tỏ các biến Ln(L), Ln(K), DS, DF, DY1 giải thích đƣợc 47.7% sự biến động của biến phụ thuộc Ln(Y).
Từ kết quả ƣớc lƣợng mô hình hồi quy ta thấy yếu tố thời gian có tác động đến sự chênh lệch năng suất lao động giữa các loại hình doanh nghiệp. Cụ thể, trong năm 2011 trƣớc những thách thức lớn của nền kinh tế là lạm phát cao và khu vực sản xuất gặp nhiều khó khăn cùng với đó là việc ra quyết định cổ phần hóa các doanh nghiệp nhà nƣớc làm cho năng suất lao động của các loại hình doanh nghiệp có sự sụt giảm thì Chính phủ đã ban hành một số quyết định nhằm trợ giúp, tháo gỡ những khó khăn cho các doanh nghiệp trong nền kinh tế nhƣ: trợ giúp về tài chính, trợ giúp phát triển nguồn nhân lực, trợ giúp đổi mới, nâng cao năng lực công nghệ. Từ kết quả hồi quy ta thấy, với các yếu tố khác không đổi với mức ý nghĩa 5%, thì mức
chênh lệch năng suất lao động bình quân giữa các doanh nghiệp có vốn đầu tƣ nƣớc ngoài so với các doanh nghiệp trong nƣớc trong giai đoạn 2011 – 2014 là 15.25%. Tuy bị ảnh hƣởng bởi các yếu tố thời gian trong năm 2011 nhƣng chênh lệch mức năng suất lao động bình quân giữa các doanh nghiệp có vốn đầu tƣ nƣớc ngoài và doanh nghiệp nhà nƣớc là không thay đổi so với mô hình không bị ảnh hƣởng bởi yếu tố thời gian.