tiểu luận kinh tế lượng các nhân tố ảnh hưởng đến số lượng lao động việt nam giai đoạn 1980-2011.

Người lao động không chỉ là yếu tố nội lực mà c ̣òn là yếu tố chủ thể trong các yếu tố điều kiện sản xuất.. Phần I: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 1.1 Khái niệm cơ bảnGNP viết tắt cho Gross National Pr

Trang 1

Trong ba yếu tố chính tạo tăng trưởng kinh tế là vốn, lao động và công nghệ thì

có thể coi yếu tố lao động là quan trọng nhất góp phần tạo tăng trưởng kinh tế ở nước

ta Vốn có thể vay được, công nghệ có thể mua được, c ̣òn lao động là chủ thể sử dụng

có hiệu quả hai yếu tố trên Người lao động không chỉ là yếu tố nội lực mà c ̣òn là yếu

tố chủ thể trong các yếu tố điều kiện sản xuất

Ở Việt Nam trong những năm gần đây dân số tăng khá nhanh kéo theo đó là lựclượng lao động cũng tăng vọt Tăng lượng lao động có những giai đoạn tốt cho nềnkinh tế nhưng cũng có lúc không tốt và đây là vấn đề mà chúng ta cần quan tâm Cùngvới mong muốn hiểu về vấn đề trên và nhìn nhận nó theo chiều hướng khách quan,

nhóm chúng tôi đã chọn đề tài “Các nhân tố ảnh hưởng đến số lượng lao động Việt

Nam giai đoạn 1980-2011”.

Nhóm thực hiện

Nhóm 4

Trang 2

Phần I: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 1.1 Khái niệm cơ bản

GNP (viết tắt cho Gross National Product ) tức Tổng sản lượng quốc

gia hay Tổng sản phẩm quốc dân là một chỉ tiêu kinh tế đánh giá sự phát triển kinh tếcủa một đất nước nó được tính là tổng giá trị bằng tiền của các sản phẩm cuối cùng vàdịch vụ mà công dân của một nước làm ra trong một khoảng thời gian nào đó, thôngthường là một năm tài chính, không kể làm ra ở đâu (trong hay ngoài nước)

GDP (viết tắt của Gross Domestic Product) là giá trị tính bằng tiền của tất cả sản

phẩm và dịch vụ cuối cùng được sản xuất ra trong phạm vi lãnh thổ trong một khoảngthời gian nhất định, thường là một năm Khi áp dụng cho phạm vi toàn quốc gia, nócòn được gọi là tổng sản phẩm quốc nội

Lực lượng lao động (LLLĐ) là bộ phận dân số cung cấp hoặc sẵn sàng cung

cấp sức lao động cho sản xuất của cải vật chất và dịch vụ LLLĐ còn có tên gọi khác là “Dân số hoạt động kinh tế” Trong báo cáo phân tích này, LLLĐ bao gồmnhững người đang làm việc từ 15 tuổi trở lên và thất nghiệp từ 15 tuổi trở lên trongtuần nghiên cứu

Hay nói cách khác, lực lượng lao động là một bộ phận dân số trong độ tuổi laođộng (dân số trưởng thành) thực tế có tham gia lao động và những người chưa có việclàm nhưng đang tìm việc làm

Thất nghiệp là những người trong độ tuổi lao động có khả năng làm việc , mong

muốn làm việc nhưng không tìm được việc làm

Tỷ lệ thất nghiệp là một chỉ tiêu phản ánh khái quát tình trạng thất nghiệp của

một quốc gia, cụ thể là phản ánh tỷ lệ phần trăm số người thất nghiệp so với lực lượnglao động

Xuất khẩu lao động là một hình thức đặc thù của xuất khẩu nói chung và là một

bộ phận của kinh tế đối ngoại , mà hàng hóa đem xuất là sức lao động của con người ,còn khách mua là chủ thể người nước ngoài Nói cách khác, xuất khẩu lao động là mộthoạt động kinh tế dưới dạng cung ứng lao động cho nước ngoài mà đối tượng của nó làcon người

Hay nói cách khác , Xuất khẩu lao động là hoạt động mua_bán hàng hoá sức laođộng nội địa cho người sử dụng lao động nước ngoài

Trang 3

1.1.5 Dân số

Dân số là tập hợp của những con người đang sống ở một vùng địa lý hoặc

một không gian nhất định, thường được đo bằng một cuộc điều tra dân số

X4: Số lượng xuất khẩu lao động Việt Nam giai đoạn 1980 – 2011(đơn vị tính:Nghìn người)

X5: Tỷ lệ thất nghiệp giai đoạn 1980 – 2011 (đơn vị tính :%)

X6: Tổng sản phẩm quốc nội (GDP) (đơn vị tính tỷ: USD)

X7: Tổng sản phẩm quốc dân(GNP) (đơn vị tính tỷ: USD)

1.3 Nguồn dữ liệu và cách thu thập dữ liệu:

1.3.1 Dữ liệu:

Nguồn số liệu từ Niên giám Thống Kê, Tổng cục thống kê, NXB Thống Kê

Số liệu từ trang web của Ngân Hàng Thế Giới www.worldbank.org

Và một số trang web sau:

http://search.worldbank.org/data?qterm=gnp+c%E1%BB%A7a+vi%E1%BB

%87t+nam+giai+%C4%91o%E1%BA%A1n+1980+-+1992&language=EN&format=http://search.worldbank.org/data?qterm=gdp+c%E1%BB%A7a+vi%E1%BB

%87t+nam+giai+%C4%91o%E1%BA%A1n+1990-+2011&language=EN&format=http://vi.wikipedia.org/wiki/Danh_s%C3%A1ch_qu%E1%BB

%91c_gia_theo_GDP_(PPP)_n%C4%83m_2008

https://www.cia.gov/library/publications/the-world-factbook/geos/nl.html

http://en.wikipedia.org/wiki/Corruption_Perceptions_Index

http://en.wikipedia.org/wiki/List_of_countries_by_population

1.3.2 Không gian mẫu:

Khảo sát dựa trên 32 năm (1980 -2011) Nhóm nhận thấy không gian mẫu đủ lớn

và đủ mức độ tin tưởng để xây dựng các mô hình thống kê

1.4 Mô hình tổng thể:

Y = 1 + 2 X2 + 3 X3 + 4 X4 + 5 X5 + 6 X6 + 7 X7 + Ui

1.5 Dự đoán kỳ vọng giữa các biến:

 ˆ2dương : Khi dân số thành thị tăng thì số lượng lao động tăng

Trang 4

 ˆ3 dương : Khi dân số nông thôn tăng thì số lượng lao động tăng

 ˆ4âm : Khi số lượng xuất khẩu lao động giảm thì số lượng lao động trongnước tăng

 ˆ5 âm.: Khi tỷ lệ thất nghiệp giảm thì số lượng lao động trong nước tăng

 ˆ6dương : Khi tổng sản phẩm quốc nội(GDP) tăng thì số lượng lao độngtăng

 ˆ7dương: Khi tổng sản phẩm quốc dân(GNP) tăng thì số lượng lao độngtăng

Trang 5

PHẦN II: THỰC TRẠNG 2.1 Thống kê mô hình.

Các số liệu thu thập đã được nhóm thống kê lại bằng Eviews như sau:

Bảng 1: Thống kê mô hình

Mean 34220.49 16342.56 54798.81 0.367197 6.916563 38.31331 35.08187Median 33580.10 15179.00 57264.45 0.240200 6.300000 28.27450 26.32500Maximum 51352.00 27888.20 60472.20 0.882900 13.00000 123.9600 110.9070Minimum 17002.10 7962.800 39922.40 0.008100 2.270000 6.293000 7.569000Std Dev 10276.44 5927.474 6007.374 0.313421 2.558748 30.09463 27.30239Skewness 0.051086 0.313895 -0.987430 0.481101 0.895493 1.387057 1.396925Kurtosis 1.854745 1.910442 2.861538 1.635277 3.550919 4.148423 4.088188Jarque-Bera 1.762732 2.108341 5.225663 3.717732 4.681523 12.01945 11.98634Probability 0.414217 0.348481 0.073327 0.155849 0.096254 0.002455 0.002496

2.2 Xây dựng mô hình hàm hồi quy và ý nghĩa của các hệ số trong mô hình 2.2.1 Xây dựng mô hình hàm hồi quy

Kết quả chạy mô hình từ phần mềm Eviews

Bảng 1: Mô hình hồi quy ban đầu

Bảng 2: Mô hình hổi quy ban đầuDependent Variable: Y

Method: Least Squares

Adjusted R-squared 0.997415 S.D dependent var 10276.44

S.E of regression 522.4349 Akaike info criterion 15.54552

Trang 6

Sum squared resid 6823455 Schwarz criterion 15.86615

Durbin-Watson stat 1.311951 Prob(F-statistic) 0.000000

Mô hình hồi quy tổng thể :

-2.2.2 Ý nghĩa của các hệ số trong mô hình

Đối với 

3

 : Khi các yếu tố dân số thành thị, xuất khẩu lao động, tỷ lệ thấtnghiệp, GDP, GNP không đổi và nếu dân số nông thôn tăng (giảm) 1 nghìn người thì

số lượng lao động tăng (giảm) 0.49107 nghìn người

Đối với 4: Khi các yếu tố dân số thành thị, dân số nông thôn, tỷ lệ thấtnghiệp, GDP, GNP không đổi và nếu xuất khẩu lao động tăng (giảm) 1 nghìn người thì

số lượng lao động tăng (giảm) 1274.62989 nghìn người

Đối với 5 : Khi các yếu tố dân số thành thị, dân số nông thôn,xuất khẩu laođộng, GDP, GNP không đổi và nếu tỷ lệ thất nghiệp giảm (tăng) 1 % thì số lượng laođộng tăng (giảm) 24.667733 nghìn người

Trang 7

Đối với 6 : Khi các yếu tố dân số thành thị, dân số nông thôn,xuất khẩu laođộng, tỷ lệ thất nghiệp , GNP không đổi và nếu GDP tăng (giảm) 1tỷ USD thì số lượnglao động tăng (giảm) 21.1889290nghìn người.

Đối với ˆ 7: Khi các yếu tố dân số thành thị, dân số nông thôn,xuất khẩu laođộng, tỷ lệ thất nghiệp , GDP không đổi và nếu GNP giảm (tăng) 1tỷ USD thì số lượnglao động tăng (giảm) 10.462718 nghìn người

2.3 Đối chiếu dấu kỳ vọng.

Đối với 2 dương : ta thấy đúng với dự đoán kỳ vọng đưa ra

Đối với 4 dương : ta thấy khác với dự đoán kỳ vọng đưa ra

Đối với 5 âm : ta thấy đúng với dự đoán kỳ vọng đưa ra

Đối với 7 âm : ta thấy khác với dự đoán kỳ vọng đưa ra

2.4 Tìm khoảng tin cậy của các tham số hồi quy.

Ta có mô hình hồi quy như sau:

Y = -12719.89204 + 1.180255956*X2 + 0.4910649552*X3 + 1274.62989*X4 24.66774332*X5 + 21.1889839*X6 - 10.46212623*X7

Trang 8

- Đối với β2: Khi dân số thành thị tăng (giảm) 1 nghìn người và nếu dân số nôngthôn, xuất khẩu lao động, tỷ lệ thất nghiệp, GDP, GNP không thay đổi thì số lượng laođộng Việt Nam nhận giá trị chênh lệch trong khoảng từ 1,014942 đến 1,345557 nghìnvới độ tin cậy 95%.

- Đối với β3:Khi dân số nông thôn tăng (giảm) 1 nghìn người người và nếu dân

số thành thị, xuất khẩu lao động, tỷ lệ thất nghiệp, GDP, GNP không thay đổi thì sốlượng lao động Việt Nam nhận giá trị chênh lệch trong khoảng từ 0,385477 đến0,596664 nghìn người với độ tin cậy 95%

- Đối với β4: Khi xuất khẩu lao động tăng (giảm) 1 nghìn người người và nếu dân

số thành thị, nông thôn, tỷ lệ thất nghiệp, GDP,GNP không thay đổi thì số lượng laođộng Việt Nam nhận giá tri chênh lệch trong khoảng từ -10,016426 đến 2559,574426nghìn người, với độ tin cậy 95%

- Đối với β5: Khi tỷ lệ thất nghiệp tăng ( giảm) 1 % và dân số thành thị, nôngthôn, xuất khẩu lao động, GDP, GNP không thay đổi thì số lượng lao động Việt Namnhận giá trị chênh lệch trong khoảng từ -141,985730 đến 92,651070 nghìn người, với

độ tin cậy 95%

Trang 9

- Đối với β6:Khi GDP tăng ( giảm) 1 tỷ USD và dân số thành thị, nông thôn, xuấtkhẩu lao động, tỷ lệ thất nghiệp, GNP không thay đổi thì số lượng lao động Việt Namnhận giá trị chênh lệch trong khoảng từ -33,552980 đến 75,938780 nghìn người, với

độ tin cậy 95%

- Đối với β7: Khi GNP tăng (giảm) 1 tỷ USD và dân số thành thị, nông thôn, xuấtkhẩu lao động, tỷ lệ thất nghiệp, GDP không thay đổi thì số lượng lao động Việt Namnhận giá trị chênh lệch trong khoảng từ -79,469104 đến 58,534744 nghìn người, với

độ tin cậy 95%

2.5 KIỂM ĐỊNH

2.5.1 Kiểm định sự ảnh hưởng của biến độc lập đối với biến phụ thuộc:

 Prob(2) = 0.0000 < 0.3  Dân số thành thị ảnh hưởng đến số lượng laođộng nước ta

 Prob(3) = 0.0000 < 0.3  Dân số nông thôn ảnh hưởng đến số lượng laođộng nước ta

 Prob(4) = 0.0516 < 0.3  Lượng xuất khẩu lao động ảnh hưởng đến sốlượng lao động trong nước

 Prob(5) = 0.6686 > 0.3 Tỉ lệ thất nghiệp không hưởng đến số lượng laođộng trong nước

 Prob(6) = 0.4328 > 0.3  Tổng sản phẩm Quốc Nội không hưởng đến sốlượng lao động trong nước

 Prob(7) = 0.7574 > 0.3 Tổng sản phẩm Quốc Dân không hưởng đến số

lượng lao động Quốc Gia

Loại bỏ lần lượt các biến không ảnh hưởng ra khỏi mô hình ban đầu, theo nguyên tắc bỏ những biến nào có Prob lớn nhất:

Chạy lại mô hình khi đã bỏ các biến tổng sản phẩm quốc dân(X 7 )

Bảng 3: Mô hình hồi quy bỏ biến X 7

Trang 10

X6 13.26328 7.758561 1.709503 0.0993

R-squared 0.997908 Mean dependent var 34220.49

Log likelihood -241.7906 F-statistic 2479.962

Y = C(1) + C(2)*X2 + C(3)*X3 + C(4)*X4 + C(5)*X5 + C(6)*X6

Substituted Coefficients:

=====================

Y = 12595.03829 + 1.173534658*X2 + 0.4910715004*X3 + 1180.371096*X4 31.04798919*X5 + 13.2632816*X6

- Ta thấy Prob của β 5 = 0.5574 > 0.3  Tỉ lệ thất nghiệp không hưởng đến số

lượng lao động trong nước

Do vậy ta tiếp tục loại bỏ X 5 ra khỏi mô hình

Xét thấy prob của các biến trong mô hình sau khi đã loại bỏ biến X7 và X5 đã <0.3

Kết luận ta có mô hình hồi quy chính sau:

Estimation Command:

=====================

LS Y C X2 X3 X4 X6

Estimation Equation:

Trang 11

 Prob(2) = 0.0000 < 0.3  Dân số thành thị ảnh hưởng đến số lượng laođộng nước ta.

 Prob(3) = 0.0000 < 0.3  Dân số nông thôn ảnh hưởng đến số lượng laođộng nước ta

 Prob(4) = 0.0296< 0.3  Lượng xuất khẩu lao động ảnh hưởng đến sốlượng lao động trong nước

 Prob(6) = 0.0738> 0.3  Tổng sản phẩm Quốc Nội hưởng đến số lượng laođộng trong nước

2.5.2 Kiểm định sự phù hợp của mô hình so với số liệu của mẫu:

Prob(F-statistic) = 0.00000 <  = 0.05

 Mô hình phù hợp

2.5.3 Xét hiện tượng đa cộng tuyến sau khi đã bỏ những biến không phù hợp

2.5.3.1 Phát hiện đa cộng tuyến

Xem xét qua ma trận tương quan của các biến ta thấy 2 biến X2 – dân số thành thị

và X3 – dân số nông thôn có mức tương quan cao 0.880172 nên có khả năng xảy ra

hiện tượng đa cộng tuyến

Trang 12

Bảng 6: Mô hình hồi quy phụ theo biến X 2

Từ mô hình hồi quy phụ ta có:

Prob( F-statistic) = 0.000000 <  = 0.05  Mô hình hồi quy phụ phù hợp Vậy mô hình ban đầu có tồn tại đa cộng tuyến

hình

Hồi quy lại mô hình trong đó loại bỏ biến X 2 ta có kết quả như sau:

Trang 13

X4 4094.323 1553.803 2.635034 0.0136

R-squared 0.978298 Mean dependent var 34220.49Adjusted R-squared 0.975972 S.D dependent var 10276.44S.E of regression 1592.938 Akaike info criterion 17.70102Sum squared resid 71048633 Schwarz criterion 17.88423Log likelihood -279.2163 F-statistic 420.7257Durbin-Watson stat 0.739509 Prob(F-statistic) 0.000000Estimation Equation:

Hồi quy lại mô hình trong đó bỏ biến X 3 ta có kết quả như sau:

2.5.4 Xét hiện tượng phương sai thay đổi (dùng kiểm định White):

2.5.4.1 Kiểm định mô hình chính( mô hình sau khi bỏ những biến không ảnh hưởng)

Kiểm định White mô hình chính theo chéo

Trang 14

Giả sử Ho : phương sai của sai số không đổi.

Sử dụng kiểm định White:

Bảng 9: Kiểm định White chéo mô hình chính

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic 4.377486 Probability 0.002483

Obs*R-squared 25.05101 Probability 0.034067

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Sum squared resid 3.27E+11 Schwarz criterion 27.50936

Trang 15

Ta thấy Probability = 0.034067 < α = 0.05

Chấp nhận Ho, nghĩa là tồn tại phương sai của sai số không đổi

Kiểm định mô hình theo chéo

Bảng10 : Mô hình kiểm định White chéo sau khi khắc phục ĐCT

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic 11.34487 Probability 0.000002

Obs*R-squared 26.32733 Probability 0.001806

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

R-squared 0.822729 Mean dependent var 1000111

Adjusted R-squared 0.750209 S.D dependent var 1803730

Sum squared resid 1.79E+13 Schwarz criterion 30.96983

Giả sử Ho : phương sai của sai số không đổi

Sử dụng kiểm định White:

Ta thấy Probability = 0.001806 < α = 0.05

Chấp nhận Ho, nghĩa là tồn tại phương sai của sai số không đổi

2.5.4.3 Khắc phục phương sai sai số không đổi băng phương pháp kiểm định White.

Xét mô hình hồi quy sau khi khắc phục đa cộng tuyến

Y = 1 + 2 X2 + 4 X4 + 6 X6 (1)

Trang 16

Theo kết quả chạy mô hình theo phương pháp kiểm định white chéo ta có

 Mô hình không tồn tại phương sai sai số không đổi

 Ta có mô hình từ eview như sau:

Tiêu đề	Các nhân tố ảnh hưởng đến số lượng lao động Việt Nam giai đoạn 1980-2011
Tác giả	Nhóm 4
Người hướng dẫn	NCS. Nguyễn Quang Cường
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế Quốc Dân
Chuyên ngành	Kinh tế lượng
Thể loại	Tiểu luận
Năm xuất bản	2011
Thành phố	Hà Nội

Định dạng
Số trang	33
Dung lượng	791,5 KB