Biến phụ thuộc: lnY
Hệ số Biến độc
lập Mơ hìnhFEM Mơ hìnhREM
lnK 0,2738884 0,2732549 lnL 0,4260657 0,5983802 lnH 0,2912734 0,2924868 ARG -0,7140769 -0,6430166 G -0,3855628 -0,4252044 F -0,0476067 -0,0910125 SOE 0,2167225 0,2430990 NSE 0,1416891 0,1580333 chi2(8)=8,39 Prob>chi2 = 0,3961
Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 12
Theo kết quả kiểm định từ bảng 4.7 cho thấy Prob>chi2 = 0,3961 > 0,05, như vậy tác giả sẽ chấp nhận giả thuyết H0 hay nói cách khác mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) thích hợp hơn mơ hình hiệu ứng cố định (FEM). Vì vậy, trong trường hợp này giữa hai mơ hình FEM và REM tác giả sẽ chọn mơ hình REM vì khơng làm mất nhiều bậc tự do và giảm hiện tượng đa cộng tuyến.
Như vậy, thông qua kiểm định F và kiểm định Hausman cho thấy rằng mơ hình phù hợp trong nghiên cứu này là mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM). Vì vậy, với mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên tác giả tiếp tục thực hiện các kiểm định liên quan đề tăng độ tin cậy của ước lượng cho đề tài nghiên cứu, cụ thể như sau:
Kiểm định phƣơng sai thay đổi trong mơ hình REM
Tác giả sử dụng kỹ thuật kiểm định Breush – Pagan Lagrangian Multiplier (Greene, 2003) để kiểm tra có sự tồn tại của hiện tượng phương sai thay đổi hay không, bằng cách kiểm định cặp giả thuyết sau:
Kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian multiplier cho mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) H0 : Phương sai không đổi
Các biến: Giá trị ước lượng của biến lnY chibar2(01) = 201,78
Prob > chibar2 = 0,0000
H0: Mơ hình khơng bị hiện tượng phương sai thay đổi H1: Mơ hình bị hiện tượng phương sai thay đổi
Nếu P-value < 5% thì ta bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 và ngược lại nếu P-value > 5% thì ta chấp nhận giả thuyết H0, bác bỏ giả thuyết H1.
Kết quả kiểm định từ bảng 4.8 cho thấy giả thuyết H0 bị bác bỏ (Prob > chibar2 = 0,0000 < 5%) tức tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình. Bên cạnh đó do mơ hình sử dụng số liệu thời gian từ năm 2007 – 2014 (thời gian thực hiện kiểm định tương đối ngắn chỉ có 8 năm) nên sẽ không kiểm định hiện tượng tương quan chuỗi trong mơ hình.
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian multiplier cho mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM)
Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 12
Khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi bằng phƣơng pháp robust error:
Do mơ hình tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi. Vì vậy, để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi nhằm tăng độ tin cậy của ước lượng, tác giả tiến hành hồi quy đa biến kết hợp với robust error. Kết quả hồi quy đa biến theo mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) điều chỉnh, đã khắc phục phương sai thay đổi bảng 4.9.
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy đa biến theo mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) điều chỉnh, đã khắc phục phƣơng sai thay đổi
lnY Hệ số ƣớc Robust lƣợng Sai số valueP- lnK 0,2732549 0,0148098 0,000 lnL 0,5983802 0,1200962 0,000 lnH 0,2924868 0,0494279 0,000 ARG -0,6430166 0,1624923 0,000 G -0,4252044 0,2167322 0,050 F -0,0910125 0,0690492 0,187 SOE 0,243099 0,1054863 0,021 NSE 0,1580333 0,0649345 0,015 Số quan số 104 Số tỉnh, thành phố 13 R-bình phƣơng 0,9688 Wald chi2(8) 4539,93 Prob > chi2 0,0000
Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 12
4.3.3.Thảo luận kết quả nghiên cứu
Kết quả bảng 4.9 cho thấy đa số các biến giải thích đều có ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế, cụ thể:
Yếu tố vốn con người với số năm đi học bình qn đã giải thích được tăng trưởng kinh tế các tỉnh, thành phố ĐBSCL với hệ số ước lượng dương đúng như kỳ vọng và có giá trị là 0,29. Điều này hàm ý rằng nếu các yếu tố khác khơng đổi thì sự gia tăng 1% của số năm đi học bình quân sẽ làm mức sản lượng gia tăng 0,29%/năm. Số năm đi học bình quân của lao động các tỉnh, thành phố ĐBSCL dao động trong khoảng từ 4,6- 6,96 năm đồng nghĩa với vốn con người ảnh hưởng rất lớn đến tăng trưởng kinh tế, đặc biệt là các tỉnh, thành phố có số năm đi học bình quân của lực lượng lao động thấp như Sóc Trăng, An Giang. Ví dụ như thành phố Cần Thơ, GDP có số năm đi học bình qn
của lực lượng lao động trong giai đoạn nghiên cứu là 6,6 năm, nếu số năm đi học bình quân của lực lượng lao động tăng thêm 1 năm tức là gia tăng khoảng 15% ( 6,61 100% 15% ) thì sẽ làm GDP gia tăng 4,35% (15 * 0,29% 4,35% ) cách
tính tương
tự cho các tỉnh, thành phố khác thuộc khu vực ĐBSCL.
Kết quả nghiên cứu khá phù hợp với các nghiên cứu trước ở Việt Nam. Cụ thể, trong nghiên cứu của Nguyễn Thị Tuệ Anh và Lê Xuân Bá (2004), Trần Thọ Đạt và cộng sự (2007) kết quả hệ số ước lượng vốn con người lần lượt là 0,64 và 0,41. So với các nghiên cứu ở các bang, vùng kinh tế của các quốc gia khác, kết quả cũng tương tự. Theo Cravo vàSoukiazis (2009), vốn con người có ảnh hưởng đến tăng trưởng các bang của Brazil với hệ số ước lượng là 0,42.
Yếu tố vốn vật chất và lao động có đóng góp khá cao trong tăng trưởng sản lượng. Tuy nhiên, tăng trưởng kinh tế nhờ gia tăng lao động cao hơn gia tăng vốn vật chất với hệ số ước lượng tương ứng là 0,598 và 0,273. Điều đó hàm ý rằng nếu các yếu tố khác khơng đổi thì lực lượng lao động gia tăng 1% thì sản lượng gia tăng 0,598%/năm và vốn vật chất gia tăng 1% thì sản lượng gia tăng 0,273%/năm. Kết quả trên khá phù hợp với nghiên cứu tăng trưởng kinh tế Việt Nam của Nguyễn Thị Tuệ Anh và Lê Xuân Bá (2004), Trần Thọ Đạt và cộng sự (2007).
Bên cạnh đó các biến số ARG (tỷ trọng nơng nghiệp trong GDP) và G (tỷ trọng chi tiêu của chính phủ trong GDP) kết quả cho thấy hệ số ước lượng âm đúng như kỳ vọng và có mối tương quan khá cao với sản lượng có giá trị lần lượt là -0,64 và -0,42. Điều này hàm ý rằng việc giảm tỷ trọng nông nghiệp hay giảm chi tiêu ngân sách sẽ ảnh hưởng rất lớn đến tăng trưởng kinh tế các tỉnh, thành phố ĐBSCL. Kết quả trên khá tương đồng với nghiên cứu của Phạm Thế Anh (2008), Hoàng Thị Chinh Thon và cộng sự (2010).
Tiếp đến biến số SOE (tỷ trọng giá trị công nghiệp của DNNN) và NSE (tỷ trọng giá trị cơng nghiệp của DNNQD) cũng có đóng góp trong tăng trưởng kinh tế. Kết quả cho thấy nó có mối quan hệ tương quan dương với tăng trưởng kinh tế với các giá trị hệ số ước lượng lần lượt là 0,24 và 0,16. Như vậy, thông qua kết quả biến SOE chứng tỏ các DNNN khu vực ĐBSCL hoạt động có hiệu quả góp phần thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, kết quả trái này với kỳ vọng nghiên cứu và đi ngược lại so với một số kết quả nghiên cứu trước đây của Ng và Leung (2004), Trần Thọ Đạt và cộng sự (2007). Trong khi đó biến NSE kết quả hệ số ước lượng dương đúng như kỳ vọng và tương đồng với kết quả của Chen và Feng (2000) cho rằng doanh nghiệp tư nhân và bán tư nhân có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế.
Cuối cùng, biến số tỷ trọng vốn đầu tư nước ngồi (F) khơng đúng như kỳ vọng, kết quả cho thấy có mối tương quan âm của biến số F và tăng trưởng kinh tế. Hơn thế nữa, biến số F cịn khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình nghiên cứu. Điều này cho thấy tỷ trọng vốn đầu tư nước ngồi có thể khơng phải là chỉ số thích hợp đại diện cho nền kinh tế của các tỉnh, thành phố khu vực ĐBSCL.
Tóm tắt chƣơng 4:
Chương 4 của luận văn trình bày về kết quả của việc phân tích dữ liệu, phục vụ cho mục tiêu nghiên cứu của đề tài.Thứ nhất, chương 4 trình bày tổng quan về tình hình tăng trưởng kinh tế và lao động của khu vực ĐBSCL. Thứ hai, trình bày thống kê mơ tả, đồ thị và ma trận hệ số tương quan nhằm phác họa những nét đầu tiên về mối quan hệ thuận, nghịch giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Thứ ba, kiểm định lợi thế kinh tế theo quy mơ của mơ hình nghiên cứu. Cuối cùng là sự lựa chọn mơ hình phù hợp cho nghiên cứu và diễn giải của tác giả về kết quả nghiên cứu. Tiếp đến là phần cuối cùng của luận văn, tác giả sẽ đưa ra một số khám phá của nghiên cứu, những chính sách khuyến nghị nhằm thúc đẩy tăng trưởng kinh tế khu vực ĐBSCL, đồng thời nêu lên những hạn chế cũng như hướng phát triển của đề tài.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN
5.1.Khám phá của nghiên cứu
Bài nghiên cứu sử dụng số liệu của TCTK và Niên giám Thống kê của các tỉnh, thành phố khu vực ĐBSCL giai đoạn 2007-2014 với mục đích kiểm chứng, phân tích và đánh giá ảnh hưởng của vốn con người đến tăng trưởng kinh tế các tỉnh, thành phố ĐBSCL giai đoạn này. Đồng thời, bài nghiên cứu sử dụng mơ hình tăng trưởng Tân Cổ Điển dựa trên hàm sản xuất Cobb-Douglas được đề xuất bởi Ng và Leung (2004) nhằm phản ánh tác động của yếu tố vốn con người và các biến số kinh tế vĩ mơ khác góp phần tăng trưởng kinh tế. Từ kết quả hồi quy, bài nghiên cứu trình bày một số khám phá của nghiên cứu như sau:
Thứ nhất, với mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) nghiên cứu đã kiểm chứng được
vốn con người bằng số năm đi học bình qn của lực lượng lao động có vai trị đóng góp trong tăng trưởng kinh tế của các tỉnh, thành phố ĐBSCL giai đoạn 2007-2014. Mặc dù, nghiên cứu không chỉ rõ cụ thể loại giáo dục nào ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế, nhưng với cách ước tính vốn con người cho thấy các tỉnh, thành phố vùng ĐBSCL cần phải có chính sách nhằm gia tăng số năm đi học của lực lượng lao động để góp phần thúc đẩy tăng trưởng kinh tế vùng.
Thứ hai, nghiên cứu cho thấy được nền kinh tế khu vực ĐBSCL có lợi thế kinh tế
khơng đổi theo quy mơ (nếu tăng cả vốn và lao động lên gấp n lần thì sản lượng nền kinh tế vùng ĐBSCL cũng tăng đúng bằng n lần). Bên cạnh đó, nghiên cứu cũng chỉ
ra rằng tỷ trọng nơng nghiệp có tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế. 5.2.Một số đề xuất và khuyến nghị
Từ các kết luận trên đây, tác giả có thể đưa ra một số kiến nghị chính sách như sau:
Thứ nhất, tác động tích cực của biến số vốn con người tới sản lượng khẳng định
kênh khác nhau, đặc biệt là góp phần nâng cao năng suất lao động. Vì vậy, muốn nâng cao tăng trưởng kinh tế và thu hẹp khoảng cách giữa các tỉnh, thành phố cần phải có chính sách đầu tư, phát triển và nâng cao giáo dục ở mọi cấp bậc. Đồng thời, tiếp tục phát huy các thành tựu phổ cập giáo dục tiểu học và tiến tới phổ cập giáo dục trung học cơ sở.
Thứ hai, tỷ trọng nơng nghiệp có tác động âm đến tăng trưởng kinh tế. Do đó, nhà nước cần có những chính sách để nâng cao năng suất lao động và giá trị sản phẩm trong lĩnh vực nông nghiệp. Đồng thời, vùng kinh tế ĐBSCL với lợi thế về vị trí địa lý cũng như các nguồn lực tài ngun khác cần có những chính sách quan tâm đến việc chuyển dịch cơ cấu nền kinh tế sang hướng phát triển các ngành công nghiệp và dịch vụ, đặc biệt là những tỉnh, thành phố có tỷ trọng nơng nghiệp khá cao như Bạc Liêu và Trà Vinh.
Thứ ba, với những biến số vĩ mô đại diện cho nền kinh tế đang chuyển đổi, phân
tích cho thấy DNNN và DNNQD có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế vùng ĐBSCL. Vì vậy, nhà nước cần phải có những chính sách hỗ trợ, tạo điều kiện thuận lợi để tiếp tục phát huy tính hiệu quả của DNNN và DNNQD tại khu vực ĐBSCL.
5.3.Hạn chế của nghiên cứu
Nghiên cứu này có một số hạn chế sau:
Thứ nhất, nghiên cứu áp dụng mơ hình tăng trưởng Tân Cổ Điển với hàm sản xuất
Cobb – Douglas mở rộng cho một số biến số vĩ mô của nền kinh tế cũng chỉ phản ánh phần nào tăng trưởng kinh tế của các tỉnh, thành phố ĐBSCL chứ khơng thể phản ánh một cách tồn diện và đầy đủ được tình hình tăng trưởng kinh tế của khu vực ĐBSCL;
Thứ hai, luận văn chỉ sử dụng thước đo vốn con người bằng số năm đi học bình
kinh tế ĐBSCL thay vì sử dụng nhiều thước đo khác nhau và sau đó lựa chọn thước đo phù hợp, hiệu quả nhất;
Thứ ba, chất lượng số liệu kinh tế Việt Nam nói chung và các tỉnh, thành phố
ĐBSCL nói riêng do các cơ quan ban ngành cung cấp luôn là một vấn đề trong các nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam;
Cuối cùng, đề tài nghiên cứu chỉ có thể tiếp cận dữ liệu của 8 năm, trong khi những
nghiên cứu thực nghiệm về tăng trưởng kinh tế thường cần chuỗi thời gian khá dài. 5.4.Hƣớng phát triển của đề tài
Từ những hạn chế trên, các nghiên cứu trong tương lai cần phải sử dụng thêm một số thước đo vốn con người khác tốt hơn và phản ánh nhiều khía cạnh của vốn con người, chẳng hạn như chi phí giáo dục bình quân, thu nhập bình quân của lao động và các mơ hình phức tạp hơn, phù hợp hơn với thực tiễn của ĐBSCL nói riêng và Việt Nam nói chung. Bên cạnh đó, các đề tài nghiên cứu tiếp theo cũng cần xem xét thêm những biến số vĩ mô của nền kinh tế kết hợp thời gian nghiên cứu đủ dài để có thể phản ánh đầy đủ hơn tình hình tăng trưởng kinh tế.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Danh mục tài liệu tiếng Việt
1. Bùi Quang Bình, 2009. Vốn con người và đầu tư vào vốn con người. Tạp chí
Khoa học và cơng nghệ, Đại học Đà Nẵng, số 2 (31), trang 1-8.
2. Hoàng Thị Chinh Thon và cộng sự, 2010. Tác động của chi tiêu công tới tăng
trưởng kinh tế tại các địa phương ở VN. Trung tâm nghiên cứu kinh tế và chính sách.
3. Ngơ Minh Tuấn, 2007. Kinh nghiệm quốc tế về đo lường vốn con người. Tạp chí Quản lý Kinh Tế, số 15, trang 1-8.
4. Nguyễn Thị Tuệ Anh, Vũ Xuân Nguyệt Hồng, Trần Toàn Thắng và Nguyễn Mạnh Hải, 2006. Tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài tới tăng trưởng kinh tế ở VN. Viện Kinh tế Trung ương.
5. Nguyễn Thị Tuệ Anh và Lê Xuân Bá, 2005. Chất lượng tăng trưởng kinh tế - Một số đánh giá ban đầu cho VN. Viện Nghiên cứu quản lý kinh tế Trung ương.
6. Phạm Thế Anh, 2008. Chi tiêu của chính phủ và tăng trưởng kinh tế: Khảo sát lý luận tổng quan. Trung tâm Nghiên cứu kinh tế và chính sách.
7. Phạm Thế Anh, 2008. Phân tích cơ cấu chi tiêu của chính phủ và tăng trưởng kinh tế ở VN. Trung tâm Nghiên cứu kinh tế và chính sách.
8. Ricardo, D., 2002. Những nguyên lý của kinh tế chính trị học và thuế khóa. Dịch từ tiếng anh. Người dịch Nguyễn Đức Thành và Nguyễn Hồng Long, 2002. Hà Nội: Nhà xuất bản Chính trị Quốc gia.
9. The World Bank, 2011. Báo cáo phát triển VN 2012. <http://www- wds.worldbank.org/external/default/WDSContentServer/WDSP/IB/2011/12/13/000333 037_20111213004140/Rendered/PDF/659800VIETNAME0elopment0Report02012.pd f>. [Ngày truy cập 13 tháng 12 năm 2014].
10. The World Bank, 2012. Nâng cao chất lượng giáo dục cho mọi người đến năm
2020. <http://www-wds.worldbank.org/external/default/WDSContentServer/WDSP
/IB/2012/04/18/000333038_20120418015708/Rendered/PDF/680920v20VIETN04017 020120Box367913B.pdf>. [Ngày truy cập 18 tháng 01 năm 2015].
11. Thái Phúc Thành, 2014. Vai trò của vốn con người trong việc giảm nghèo bền
vững ở Việt Nam. Luận án Tiến sỹ, Đại học Kinh Tế Quốc Dân.
12. Trần Thọ Đạt và cộng sự, 2007. Những nhân tố tác động đến tăng trưởng kinh
tế ở các tỉnh thành Việt Nam. NXB Kinh tế Quốc Dân, Đại học Kinh Tế Quốc Dân.
13. Trần Thọ Đạt, 2011. Vai trò của vốn con người trong các mơ hình tăng trưởng.