CHƯƠNG 1: PHẦN MỞ ĐẦUVới sự phát triển như vũ bão của nền kinh tế thế giới hiện nay, việc đo lường mức độ tăng trưởng kinh tế của một quốc gia để so sánh trong sự tổng hoà với nền kinh t
Trang 1KHOA KINH TẾ QUỐC TẾ
BÀI GIỮA KỲ MÔN KINH TẾ LƯỢNG
Nhóm 25 – Lớp KTE309(1-1718).4
ĐỀ TÀI: SỰ ẢNH HƯỞNG CỦA QUY MÔ LAO ĐỘNG VÀ QUY MÔ VỐN SẢN
XUẤT ĐỐI VỚI TỐC ĐỘ TĂNG TRƯỞNG GDP CỦA THÁI LAN TỪ NĂM 1990 ĐẾN NĂM 2014
Giảng viên hướng dẫn: Ths Chu Thị Mai Phương
Nhóm sinh viên thực hiện:
1 Phạm Minh Dương
2 Đỗ Thị Ngân Hà
3 Phạm Khánh Lê
4 Cao Duy Nhất
1511110180 1511110222 1511110409 1511110606
STT: 21 STT: 30 STT: 53 STT: 77
Hà Nội, tháng 12 năm 2017
Trang 2ĐÁNH GIÁ THÀNH VIÊN
Điểm
Trung bình
Phạm Minh
Trang 3MỤC LỤC
PHẦN MỞ ĐẦU 4
PHẦN NỘI DUNG 5
CHƯƠNG 1: CƠ SỞ LÝ THUYẾT KINH TẾ 5
CHƯƠNG 2: THIẾT LẬP, PHÂN TÍCH VÀ ĐÁNH GIÁ MÔ HÌNH HỒI QUY 7
2.1 Xây dựng mô hình 7
2.2 Mô tả số liệu thống kê 7
2.2.1 Số liệu thu thập 7
2.2.2 Mô tả thống kê 8
2.3 Phân tích sự tương quan giữa các biến 9
CHƯƠNG 3: KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG VÀ KIỂM ĐỊNH 10
3.1 Phân tích kết quả thực nghiệm 10
3.2 Kiểm định sự ảnh hưởng của các biến tới mô hình hồi quy 10
3.3 Kiểm định sự phù hợp của mô hình 11
3.4 Kiểm định các vi phạm giả thiết 11
3.4.1 Kiểm định sự tồn tại của Đa cộng tuyến 11
3.4.2 Kiểm định phương sai sai số thay đổi (White’s test) 12
3.4.3 Kiểm định bỏ sót biến (RAMSEY’s Reset) 13
3.4.4 Kiểm định phân phối của nhiễu (Normality of residual Test) 13
PHẦN KẾT LUẬN 15
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO 16
Trang 4CHƯƠNG 1: PHẦN MỞ ĐẦU
Với sự phát triển như vũ bão của nền kinh tế thế giới hiện nay, việc đo lường mức độ tăng trưởng kinh tế của một quốc gia để so sánh trong sự tổng hoà với nền kinh tế thế giới hay các quốc gia khác là điều vô cùng cần thiết Một trong những công
cụ chính xác, phổ biến để phản ánh sự tăng trưởng ấy chính là tốc độ tăng trưởng GDP Nhận thức sâu sắc và áp dụng một cách hợp lí thước đo về tốc độ tăng trưởng GDP có ý nghĩa vô cùng to lớn trong việc khảo sát và đánh giá tình trạng phát triển bền vững, nhịp nhàng, toàn diện nền kinh tế quốc dân Xét một cách khái quát, mỗi quốc gia đều có những chiến lược để gia tăng sản lượng bình quân đầu người, mở rộng quy mô kinh tế nhưng để hoàn thành mục đích đó đòi hỏi trước hết phải có những chiến lược quan tâm mở rộng quy mô lao động và vốn sản xuất trong nước Chính nền tảng cốt lõi đó đã thôi thúc chính phủ phải thực sự đi sâu vào nghiên cứu tác động mạnh mẽ của hai yếu tố quan trọng: quy mô vốn sản xuất và lao động đến tốc độ tăng trưởng GDP Đây là một trong những công việc có ý nghĩa lớn lao, cần thiết để chính phủ có thể đưa ra những chính sách sáng suốt, đúng đắn và hợp lí với nền kinh tế hiện tại trong nước, đồng thời cũng có cái nhìn đa chiều, toàn diện để thay đổi các chính sách cũ cho phù hợp với những mục tiêu đề ra Với sự nghiên cứu một cách hợp lí mối quan hệ của lao động và quy mô sản xuất đối với tốc độ tăng trưởng GDP chắc chắn sẽ thúc đẩy được sự phát triển kinh tế quốc gia mạnh mẽ lớn lao và bền vững hơn
Đánh giá được sự cần thiết và hữu ích ấy, chúng em quyết định nghiên cứu đề
tài “Sự ảnh hưởng của quy mô lao động và quy mô vốn sản xuất đối với tốc độ
tăng trưởng GDP của Thái Lan từ năm 1990 đến 2014” Dù đã rất cố gắng tìm
hiểu, nghiên cứu qua nhiều tài liệu để tích luỹ, tổng hợp kiến thức nhưng chắc chắn bài tiểu luận này của chúng em vẫn còn nhiều thiếu sót Vì vậy chúng em rất mong nhận được lời góp ý, sửa chữa của cô để có thể hoàn thiện và nâng cao hiểu biết của mình
về bộ môn này từ đó có thể áp dụng cho kiến thức thực tiễn sau này
Trang 5CHƯƠNG 2: PHẦN NỘI DUNG
CHƯƠNG 3: CƠ SỞ LÝ THUYẾT KINH TẾ
Ricardo (1817), Lewis (1954), Harrod (1939), Domar (1946), Robert Solow (1956) và Kaldor (1954) cho rằng 4 yếu tố chủ yếu ảnh hưởng quan trọng đến tăng trưởng kinh tế là: Tài nguyên thiên nhiên (R), Lao động (L), Vốn sản xuất (K), và trình
độ công nghệ (T) Tuy nhiên khi viết dưới dạng hàm lại có thể biến đổi:
Y = f(R,K,L,T) => Y = f(K,L)
Hàm này đã thể hiện rằng R khi được khai thác sẽ bổ sung nguồn vốn tích luỹ của nền kinh tế (K) Đặc biệt, yếu tố công nghệ khó có khả năng đo lường trực tiếp mà chỉ thường đo lường một cách gián tiếp được tốc độ tăng trưởng GDP Hai yếu tố K và L còn lại được khẳng định là nhân tố tác động mạnh mẽ, có thể đo lường trực tiếp tốc độ tăng trưởng GDP Áp dụng hàm trên để soi chiếu vào tốc độ tăng trưởng GDP của Thái Lan từ năm 1990 đến 2014 sẽ hiểu rõ được bản chất và ý nghĩa của cơ sở lý thuyết kinh tế trên
Nhìn nhận một cách khách quan, Thái Lan là một nước công nghiệp mới nhưng phát triển vô cùng mạnh mẽ khi tính đến năm nay, tổng sản phẩm nội địa của quốc gia này đã vươn lên đứng thứ 28 thế giới, đứng thứ 9 châu Á và đứng thứ 2 Đông Nam
Á sau Indonesia Thái Lan cũng được đánh giá là một trong những đất nước có tốc độ tăng trưởng GDP cao nhất thế giới với tốc độ tăng trung bình 9% từ năm 1990 đến
1995 Có thể thấy, để đạt được tốc độ tăng trưởng GDP đáng kể như vậy thì quy mô vốn sản xuất và quy mô lao động cũng đóng một vai trò rất quan trọng trong nền kinh
tế của đất nước này
Trước hết, yếu tố quy mô lao động (L) đã được khẳng định chắc chắn rằng nó
có tác động trực tiếp, mạnh mẽ đến sự tăng trưởng GDP Bởi lẽ, khi lực lượng lao động tăng hoặc giảm thì năng suất lao động tạo ra lượng hàng hóa, dịch vụ tiêu dùng trong nước cũng tăng hoặc giảm theo Mối quan hệ thuận chiều này đã phản ánh rất đúng thực trạng tăng trưởng GDP của Thái Lan khi lực lượng lao động của đất nước này theo thống kê tính đến nay đã là gần 38 triệu người có việc làm Điều này đã thúc đẩy các ngành kinh tế trong nước phát triển từ đó tạo nguồn thu cao, đẩy mạnh tốc độ tăng trưởng GDP rõ nét Với bất kì một nền kinh tế nào cũng vậy, tầm quan trọng của quy mô lao động vì lí do năng suất lao động là điều không thể phủ nhận Tuy nhiên, làm thế nào để mở rộng quy mô lao động nhưng vẫn đảm bảo được trình độ chuyên môn giúp tốc độ tăng trưởng GDP đất nước bền vững cũng là một vấn đề được đặt ra khá cấp thiết
Bên cạnh quy mô lao động thì quy mô vốn sản xuất (K) cũng được coi là nhân
tố ảnh hưởng rất mạnh mẽ đến tốc độ tăng trưởng GDP Thực tế lượng vốn sản xuất tăng sẽ chuyển hoá thành giá trị tài sản để sử dụng làm phương tiện trực tiếp phục vụ cho quá trình sản xuất và dịch vụ, bao gồm vốn cố định và vốn lưu động Đó cũng
Trang 6chính là những nguyên tố góp phần mở rộng quy trình sản xuất khiến cho sản phẩm nội địa được tạo ra nhiều hơn Chính điều này đã thúc đẩy tốc độ tăng trưởng GDP được diễn ra nhanh chóng và mạnh mẽ hơn
Việc nghiên cứu lý thuyết về mối quan hệ của quy mô lao động và vốn sản xuất
sẽ giúp ta hiểu rõ hơn về mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đó cũng như tác động của
nó đối với tốc độ tăng trưởng GDP của Thái Lan nói riêng và các quốc gia khác nói chung Từ đó sẽ hiểu được tiến trình phát triển kinh tế, những đặc điểm, tính chất của chúng để kịp thời có những giải pháp, định hướng phù hợp mở rộng quy mô lao động
và vốn tư bản nhưng vẫn duy trì được sự phát triển bền vững của nền kinh tế trong nhiều năm
Trang 7CHƯƠNG 4: THIẾT LẬP, PHÂN TÍCH VÀ ĐÁNH GIÁ MÔ HÌNH
HỒI QUY
4.1 Xây dựng mô hình
Mô hình trong tiểu luận này được xây dựng dưới dạng tuyến tính, bao gồm:
- Biến phụ thuộc:
Tốc độ tăng trưởng GDP: Y (đơn vị tính: triệu USD)
- Biến độc lập:
Quy mô sản xuất: K (đơn vị tính: triệu USD)
Quy mô lao động: L (đơn vị tính: triệu người)
Ta có mô hình được xây dựng:
log(Y) = β 1 + β 2 log(K) + β 3 log(L) + U i
Mô hình kinh tế đã biết là mô hình hàm sản xuất Coub – Douglas:
Y = AK β1 L β2
Lấy log 2 vế: log(Y) = log(A) + β 2 log(K) + β 3 log(L)
Về lý thuyết, quy mô sản xuất và quy mô lao động ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng GDP, nếu tăng các yếu tố trên thì sẽ làm cho tốc độ tăng trưởng GDP tăng lên một giá trị phụ thuộc vào tổng β 1 + β 2 như sau:
- Nếu β 1 + β 2 = 1, thì hàm sản xuất có lợi tức không đổi theo quy mô, khi tăng lao động hoặc vốn lên a% thì Y cũng tăng a%
- Nếu β 1 + β 2 > 1, thì hàm sản xuất có lợi tức tăng dần, khi tăng lao động hoặc vốn lên a% thì Y sẽ tăng lớn hơn a%
- Nếu β 1 + β 2 < 1, thì hàm sản xuất có lợi tức giảm dần, khi tăng lao động hoặc vốn lên a% thì Y sẽ nhỏ lớn hơn a%
4.2 Mô tả số liệu thống kê
4.2.1 Số liệu thu thập
Trang 81995 169,279 72,557 32
(Nguồn: data.worldbank.org, nhóm tự tổng hợp) 4.2.2 Mô tả thống kê
Số quan sát của mô hình: 25
Ta có bảng mô tả thống kê dưới đây:
Bảng 2.2 Bảng mô tả thống kê
Biến số Giá trị lớn nhất Giá trị nhỏ nhất Giá trị trung bình
Trang 9lnL 3,695 3,448 3,580
(Nguồn: Gretl, nhóm tự tổng hợp)
4.3 Phân tích sự tương quan giữa các biến
Mô tả tương quan:
Ta có bảng mô tả tương quan giữa các biến trong mô hình dưới đây:
Bảng 2.3 Bảng mô tả tương quan giữa các biến
lnGDP lnK lnL
1.0000 0.8568 0.8434 lnGDP
1.0000 0.5177 lnK
1.0000 lnL
(Nguồn: Gretl, nhóm tự tổng hợp) Biến lnK tương quan cùng chiều với biến lnGDP và trên cơ sở tương quan này, có thể cho rằng dấu của hệ số hồi quy là cùng dấu Mức độ tương quan giữa hai biến khá mạnh.
Biến lnL tương quan cùng chiều với biến lnGDP và trên cơ sở tương quan này, có thể cho rằng dấu của hệ số hồi quy là cùng dấu Mức độ tương quan giữa hai biến khá mạnh.
Có thể giải thích về sự tương quan giữa các biến như sau: quy mô vốn sản xuất là một nhân tố ảnh hưởng đến GDP Khi quy mô vốn sản xuất tăng nhiều hơn thì GDP tăng Tương tự, quy mô lao động tăng chứng tỏ năng suất lao động tạo ra hàng hóa cũng tăng, làm tăng GDP.
Trang 10CHƯƠNG 5: KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG VÀ KIỂM ĐỊNH
5.1 Phân tích kết quả thực nghiệm
- Kết quả chạy mô hình từ phần mềm Gretl:
Model 1: OLS, using observations 1-25
Dependent variable: lnY
Coefficient Std Error t-ratio p-value
Mean dependent var 12.13222 S.D dependent var 0.482993 Sum squared resid 0.265676 S.E of regression 0.109892 R-squared 0.952547 Adjusted R-squared 0.948233
Log-likelihood 21.33095 Akaike criterion −36.66191 Schwarz criterion −33.00528 Hannan-Quinn −35.64771
- Phân tích những nội dung cơ bản của kết quả khi chạy mô hình:
Mô hình hồi quy tổng thể:
ln(Y) = β 1 + β 2 ln(K) + β 3 ln(L) + U i
Mô hình hồi quy mẫu ngẫu nhiên:
ln(̂Y) = β1
¿
+ β2
¿
ln(K) + β3
¿
ln(L) + e i
Dựa theo kết quả hồi quy ta thu được:
ln(Y) = −4,89312 + 0,5797ln(K) + 2,9931ln(L) + e i
- Ý nghĩa của các hệ số hồi quy:
Đối với β2
¿
= 0,5797 có ý nghĩa là nếu quy mô vốn sản xuất tăng 1%, các yếu tố khác không đổi thì GDP tăng 0,5797%
Đối với ^β 3 = 2,9931 có ý nghĩa là nếu quy mô lao động tăng %, các yếu tố khác không đổi thì GDP tăng 2,9931%
5.2 Kiểm định sự ảnh hưởng của các biến tới mô hình hồi quy
Kiểm định giả thiết: { H0: β2=0
H1: β2≠0
Trang 11Tiêu chuẩn kiểm định :
t=β¿2− β2∗ ¿
SE( β¿2)
= 0,5797 0,0548 ¿
= 10,578
t(25−3)α/2 = t0, 025(22) = 2,0739
Vì t = 10,578 > t(22)0,025 = 2,0739
Bác bỏ H 0 Quy mô vốn sản xuất có ảnh hưởng đến GDP.
Kiểm định giả thiết { H0: β3= 0
H1: β3≠0
Tiêu chuẩn kiểm định :
t=β¿3− β3∗ ¿
SE( β¿3)
= 2,9931 0,2975 ¿
= 10,061
t(25−3)α/2 = t0, 025(22) = 2,0739
Vì t = 10,061 > t(22)0,025 =2,0739
Bác bỏ H 0 Quy mô lao động có ảnh hưởng đến GDP.
5.3 Kiểm định sự phù hợp của mô hình
Ta có: R 2 = 0,9525 tức lnK và lnL giải thích được 95,25 % sự biến động của lnGDP.
Mô hình có phù hợp không?
Kiểm định giả thiết : {H0:β2 =β3 =0
H1: β22+β32≠0
(H 0 : Mô hình không phù hợp ; H 1 : Mô hình phù hợp )
Tiêu chuẩn kiểm định: F=
R2.( n−k )
(1−R2).(k−1 )=
0 ,9525 (25−3)
(1−0 , 9525 ).2 = 220,578
F α ( k – 1; n - k) = F 0,05 (2;22) = 3,44
Vì F = 220,578 > F 0,05 (3;42) = 2,84
→ Bác bỏ H 0 , tức mô hình hồi quy là phù hợp.
Trang 125.4 Kiểm định các vi phạm giả thiết
5.4.1 Kiểm định sự tồn tại của Đa cộng tuyến
Ma trận tương quan
- Quy tắc: Nếu tương quan giữa các biến độc lập lớn (>0,8) khi xây dựng ma trận tương quan thì có thể xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
- Ta có bảng ma trận tương quan giữa 2 biến ln(K) và ln(L) dưới đây:
Bảng 3.1 Bảng ma trận tương quan giữa các biến Correlation coefficients, using the observations 1 - 25
5% critical value (two-tailed) = 0.3961 for n = 25
1.0000 0.5177 lnK
1.0000 lnL
Từ bảng trên ta thấy hệ số tương quan giữa ln(K) và ln(L) là 0,5177<0,8 Vì thế không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy này.
5.4.2 Kiểm định phương sai sai số thay đổi (White’s test)
Để kiểm định phương sai sai số thay đổi ta sử dụng kiểm định White được thực hiện dựa trên hồi quy bình phương phần dư theo bậc nhất và bậc hai hoặc tích chéo của biến độc lập
Xét mô hình hồi quy gốc:
ln(Y) = β 1 + β 2 ln(K) + β 3 ln(L) + U i
Các bước thực hiện kiểm định White về phương sai sai số thay đổi:
- Bước 1: Hồi quy phần dư e i 2
- Bước 2: Thực hiện hồi quy phụ mô hình
δ i2
=α1+α2lnK +α3lnL+α4(lnK )2
+α5(lnL)2
+α6lnKlnL
Với cặp giả thiết thống kê: H 0 : α1= ¿α2=… α6=0
H 1 : α12
+α22
+…+α62≠ 0
White's test for heteroskedasticity OLS, using observations 1-25
Dependent variable: uhat^2 coefficient std error t-ratio p-value const 12.3587 12.1097 1.021 0.3203 lnK −0.545844 0.434765 −1.255 0.2245
Trang 13lnL −5.14822 7.38954 −0.6967 0.4944 sq_lnK −0.0169764 0.0186278 −0.9113 0.3735 X2_X3 0.251023 0.173907 1.443 0.1652 sq_lnL 0.331569 1.20647 0.2748 0.7864 Unadjusted R-squared = 0.375284
Test statistic: TR^2 = 9.382105, with p-value = P(Chi-square(5) > 9.382105) = 0.094760
Ta thấy P(Chi-square(5) > 9.382105) = 0.094760 > 0,05 nên không có cơ sở bác bỏ H 0 Vậy mô hình có phương sai sai số đồng đều.
5.4.3 Kiểm định bỏ sót biến (RAMSEY’s Reset) Cặp giả thuyết thống kê: H 0 : Mô hình không bỏ sót biến
H 1 : Mô hình có bỏ sót biến
Auxiliary regression for RESET specification test OLS, using observations 1-25
Dependent variable: lnY coefficient std error t-ratio p-value const 493.152 1517.11 0.3251 0.7485 lnK −31.0892 98.1906 −0.3166 0.7548 lnL −160.626 507.150 −0.3167 0.7547 yhat^2 4.30738 13.8938 0.3100 0.7598 yhat^3 −0.112915 0.379580 −0.2975 0.7692 Warning: data matrix close to singularity!
Test statistic: F = 0.876331, with p-value = P(F(2,20) > 0.876331) = 0.432
Ta thấy p-value = P(F(2,20) > 0.876331) = 0.432 > 0,05 nên không có cơ sở bác bỏ H 0 Vậy mô hình ban đầu không mắc khuyết tật bỏ sót biến.
5.4.4 Kiểm định phân phối của nhiễu (Normality of residual Test) Cặp giả thuyết thống kê: H 0 : Nhiễu có phân phối chuẩn
H 1 : Nhiễu không có phân phối chuẩn
Frequency distribution for uhat4, obs 1-25 number of bins = 7, mean = 5.68434e-016, sd = 0.109892 interval midpt frequency rel cum.
< -0.17850 -0.21330 2 8.00% 8.00% **
-0.17850 - -0.10891 -0.14370 1 4.00% 12.00% * -0.10891 - -0.039318 -0.074113 6 24.00% 36.00% ********
-0.039318 - 0.030274 -0.0045220 7 28.00% 64.00% **********
0.030274 - 0.099865 0.065069 5 20.00% 84.00% *******
0.099865 - 0.16946 0.13466 3 12.00% 96.00% ****
>= 0.16946 0.20425 1 4.00% 100.00% * Test for null hypothesis of normal distribution:
Chi-square(2) = 0.405 with p-value 0.81679
Ta thấy p-value = 0,81679 > 0,05 nên không có cơ sở bác bỏ H 0 Vậy mô hình hồi quy có nhiễu phân phối chuẩn.
