Đề tài Phân tích các nhân tố cơ bản ảnh hưởng đến tăng trưởng công nghiệp bằng mô hình kinh tế lượng

kinh tế khu vực kinh tế có vốn đầu tư nước ngoài luôn có trình độ công nghệ, trang thiết bị hiện đại nhất cũng như khả năng ứng dụng, tiếp cận công nghệ mới tốt nhất. Có một đặc điểm chung là công nghệ sản xuất trong doanh nghiệp quốc doanh cao hơn doanh nghiệp ngoài quốc doanh, doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài cao hơn doanh nghiệp trong nước, doanh nghiệp trung ương cao hơn doanh nghiệp địa phương. Công nghiệp tiên tiến chủ yếu tập trung ở các liên doanh, doanh nghiệp có 100% có vốn đầu tư nước ngoài, các doanh nghiệp trng khu công nghiệp, khu chế xuất. Theo đánh giá trình độ tự động hoá trong các doanh nghiệp công nghiệp thì các doanh nghiệp công nghiệp nhà nước đạt 3% thiết bị tự động hoá, 39% thiết bị bán cơ khí còn ở các doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài tỷ lệ này là 10% và 45%. Cùng với chủ trương của nhà nước về đổi mới công nghệ trong quá trình sản xuất, các doanh nghiệp trong và ngoài nước luôn cố gắng tập trung nâng cao trình độ công nghệ cải tiến thiết bị máy móc, dây truyền theo hướng hiện đại hoá, đồng bộ hoá. Các doanh nghiệp này đã bắt đầu phát huy được tính chủ động sáng tạo trong việc đổi mới công nghệ, phù hợp với năng lực sản xuất kinh doanh, phát huy được hiệu quả sản xuất. Đồng thời đã khai thác nhiều nguồn, khơi thông nhiều dòng công nghệ và từng bước thâm nhập vào thị trường công nghệ thế giới. Trong những năm vừa qua, các khu công nghiệp mọc lên kéo theo quá trình đô thị hoá thúc đẩy công nghiệp hoá và hiện đại hoá trong các ngành nghề và thu hút thêm việc làm cho người lao động. Không chỉ ở vùng Đông Nam Bộ, mà việc hình thành một số khu công nghiệp ở đồng bằng Sông Hồng mới 3 năm gần đây đã cho thấy tác động tích cực của các khu công nghệ cao. Trong số 115 khu công nghiệp hiện có tại 42 tỉnh thành trong cả nước đã đóng góp 26% giá trị sản xuất công nghiệp cả nước, 19% giá trị xuất khẩu trong toàn bộ nền công nghiệp. Với việc ứng dụng công nghệ hiện đại thì việc phát triển các khu công nghiệp có công nghệ cao là nhu cầu tất yếu đối với nước ta hiện nay. Nói tóm lại nhờ tiếp xúc với công nghệ sản xuất tiên tiến các ngành công nghiệp đã nâng cao được hiệu quả sản xuất kinh doanh, chất lượng được bảo đảm, năng xuất lao động cải thiện, vốn đầu tư đem lại tỉ suất lợi nhuận cao…góp phần đẩy mạnh nền kinh tế quốc dân phát triển, gắn quá trình công nghiệp hoá với quá trình hiện đại hoá. Tuy nhiên, trong quá trình đổi mới công nghệ vẫn còn một số vấn đề bất cập như sau: Thứ nhất, tốc độ tăng trưởng công nghệ còn thấp so với yêu cầu phát triển của doanh nghiệp, của ngành và yêu cầu của quá trình CNH-HĐH nền kinh tế quốc dân. Cơ cấu trình độ công nghệ còn giản đơn, chậm đổi mới trong nhiều ngành. Thứ hai, trình độ quản lý, năng lực chuyên môn thấp gây nên tình trạng nhiều thiết bị cũ, lạc hậu được nhập vào nước ta với giá thành cao, không phát huy được hiệu quả, gây tổn thất về mặt kinh tế, ảnh hưởng xấu đến môi trường và xã hội. Thứ ba, đổi mới công nghệ còn mang tính tự phát, chưa có môi trường pháp lý và quy hoạch tổng thể về chiến lược phát triển khoa học công nghệ. Sự phối hợp giữa doanh nghiệp, ngành và cơ quan khoa học nghiên cứu công nghệ chưa chặt chẽ gây nên tình trạng các doanh nghiệp công nghiệp, các ngành có nhu cầu đổi mới công nghệ rất lớn, nhưng lại lúng túng khi quýêt định lựa chọn lĩnh vực đâud tư, loại trình độ công nghệ và thiết bị kỹ thuật, đối tác, giá cả và hợp đồng. 3.5. Lao động công nghiệp Trong bất kỳ lĩnh vực nào nhân tố con người luôn là nhân tố đóng vai trò vô cùng quan trọng. Trong sản xuất nhân tố con người được đề cập đến qua cụm danh từ lao động công nghiệp. Thực trạng về lao động công nghiệp Việt Nam có thể điểm qua vài nét chính như sau: Xét về cơ cấu lao động trong nội bộ ngành công nghiệp, theo điều tra toàn bộ nền công nghiệp năm 1998, lao động ngoài quốc doanh chiếm tỷ lệ cao nhất 63,02%, tiếp đến là lao động công nghiệp quốc doanh chiếm tỷ lệ 27,91%, khu vực có vốn đầu tư nước ngoài thu hút 9,07%. Đến năm 2004 thì lao động công nghiệp ngoài quốc doanh vẫn chiếm tỷ lệ cao nhất 62,23%, tiếp đến là khu vực có vốn đầu tư nước ngoài thu hút 19,7%, lao đông công nghiệp quốc doanh chiếm tỷ lệ 18,07%. Vậy đã có sự dịch chuyển lao động từ khu vực quốc doanh sang khu vực có vốn đầu tư nước ngoài và xu hướng này ngày càng tăng trong những năm sau khi nước ta tham gia vào WTO. Các địa phương thu hút nhiều lao động nhất vẫn là những trung tâm công nghiệp, vùng kinh tế trọng điểm như Đồng Bằng Sông Hồng với tỷ lệ 28% trong đó Hà Nội chiếm 6,2%, Đồng Bằng Nam Bộ 27,6% trong đó thành phố Hồ Chí Minh chiếm 16,5%. Cơ cấu lao động công nghiệp chia cho các ngành công nghiệp chế biến 89,3%, công nghiệp khai thác 8,1% và sản xuất, phân phối địên, khí đốt, nước 2,6%. Nhìn chung, lao động trong ngành công nghiệp chế biến vẫn luôn chiếm tỷ trọng cao hơn so với công nghiệp khai thác và công nghiệp sản xuất, phân phối điện, khí đốt, nước. Về trình độ học vấn lao động trong khu vực kinh tế nhà nước hoặc có vốn đầu tư hay cổ phần của nhà nước cao hơn so với khu vực khác. Doanh nghiệp tư nhân, đặc biệt là các hợp tác xã lao động có bằng cấp không nhiều. Tính trong các doanh nghiệp công nghiệp nhà nước số lao động ở trên trình độ trên đại học chiếm 0,04%, đại học và cao đẳng chiếm 5,56%, trung cấp 6,07%, công nhân kỹ thuật 23,73%. Trong khi đó ở khu vực tư nhân tỷ lệ này là 0,01%; 0,02%;5,93%;31,47%. Các ngành xuất bản, in và sao bản ghi các loại, lao động có bằng cấp khá cao, trình độ cao đẳng trở lên chiếm 5,1% , trung cấp 8%, công nhân kỹ thuật 4,04% hay nghành sản xuất hoá chất và các sản phẩm hoá chất có 7,4 % lao động đạt trình độ cao đẳng trở lên, 2,63% đạt trung cấp và 1,91% là công nhân kỹ thuật.Ngược lại, trong ngành khai thác quặng kim loại 100% lao động đều không có các bằng cấp đã nêu hay ngành sản xuất từ rơm rạ tre nứa (tiểu thủ công nghiệp) trình độ cao đẳng/ trung cấp/ đai học là 0,11%/ 0,43%/ 0,66% còn ở ngành tái chế tỷ lệ này là 0%/ 1,47%/ 0,98%. Do có cơ chế chuyển dịch cơ cấu các thành phần trong nền kinh tế cũng đã ảnh hưởng đến việc chuyển dịch về mặt số lượng trong các ngành từ ngành nông nghiệp sang công nghiệp và dịch vụ. Cùng với việc phát triển công nghiệp nên số lao động tham gia vào sản xuất công nghiệp ngày càng tăng với số lượng như sau: năm 1986 số lao động trong các ngành công nghiệp mới có 2593009 người thì cho đến năm 2000 con số này đã lên đến 3306268 người và năm 2004 là 4932217 người. Tốc độ tăng lao động trong ngành công nghiệp trong giai đoạn 2000-2004 là 12,29%/ năm. Lao động trong ngành chế biến vẫn luôn chiếm tỷ trọng cao hơn so với công nghiệp khai thác và công nghiệp sản xuất, phân phối điện khí đốt, nước. Công nghiệp chế biến có tỷ trọng trong tổng lao động ngày càng tăng trong khi lao động trong công nghiệp khai thác và công nghiệp sản xuất, phân phối điện nước chiếm tỷ trọng ngày càng giảm. 3.6. Một số tồn tại *Hiệu quả sản xuất công nghiệp giảm Phát triển công nghiệp trong thời gian qua chủ yếu là phát triển theo chiều rộng, gia công lắp giáp là chủ yếu, trình độ kỹ thuật chưa cao chính vì vậy mà đầu tư tuy nhiều nhưng hiệu quả đạt được lại không đươc là bao. Các ngành công nghiệp còn chưa chú trọng phát triển công nghiệp theo chiều sâu, nâng tỷ trọng chế biến, đảm bảo cung cấp nguyên nhiên liệu đầu vào và dịch vụ hạ tầng hợp lý nên hiệu quả sản xuất công nghiệp có xu hướng giảm so với một đồng vốn đầu tư thêm vào, tăng trưởng công nghiệp chưa ổn định và vững chắc. Phần lớn các sản phẩm công nghiệp không có sức cạnh tranh với sản phẩm của nước khác trên thị trường thế giới cũng như thị trường trong nước. Hiệu quả sản xuất công nghiệp có thể được xem xét dưới hệ số ICOR. Hệ số này phản ánh hiệu quả sử dụng vốn đầu tư để tạo ra lượng sản phẩm tăng thêm. Trong những năm gần đây hệ số này phản ánh hiệu quả sản xuất công nghiệp so với một đồng vốn đầu tư bắt đầu giảm. Tình trạng này được thể hiện trong bảng số liệu về hệ số ICOR của ngành công nghiệp như sau: ICOR = IV/IG Trong đó: IV: tỷ lệ vốn đầu tư phát triển trên GDP IG: tốc độ tăng trưởng GDP Bảng 1: Hệ số ICOR của ngành công nghiệp từ năm 1996-2005. Năm 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 ICOR 1.36 1.23 1.456 1.612 0.848 0.911 0.8 0.98 1.21 1.19 Sự tăng trưởng của nhiều ngành công nghiệp như: chế biến thực phẩm và đồ uống, dệt may, sản phẩm thép và kim loại mầu, máy móc thiết bị, ô tô xe máy… chủ yếu phụ thuộc vào nguồn nguyên liệu, bán thành phẩm nhập khẩu, có giá thành cao và luôn có xu hướng tăng. Nguồn nguyên liệu sản suất trong nước chưa dáp ứng được nhu cầu của nhiều ngành công nghiệp chế biến như: nguyên phụ liệu giày dấn xuất trong nước chỉ chiếm 25%-30% nhu cầu; khoảng 80% thiết bị máy móc vật tư để đóng tàu phải nhập khẩu; phần lớn các nguyên liệu chính phục vụ sản xuất các sản phẩm kĩ thuật điện phải nhập khẩu …Những việc này làm hạn chế việc tăng giá trị gia tăng trong tổng giá trị sản xuất công nghiệp dẫn đến hiệu quả sản xuất công nghiệp giảm. *Chi phí hạ tầng cao và hợp tác kinh doanh chưa có hiệu quả Ở Việt Nam , các dịch vụ phục vụ cho việc sản xuất công nghiệp như: điện nước, viễn thông chi phí vận chuyển … còn chưa phát triển còn thiếu thốn nhiều nên chi phí trung gian thường được đánh giá là cao hơn mức trung bình của các nước trong khu vực. Điều đó thể hiện ở khoảng cách giữa tốc độ tăng trưởng giá trị sản xuất và giá trị tăng thêm vẫn còn lớn. Ví dụ năm 2004, tốc độ tăng trưởng giá trị sản xuất là 16% trong khi đó tốc độ tăng trưởng của giá trị tăng thêm là 10,2% và độ chênh lệch giữa 2 tốc độ này là 5,8%. Đây cũng chính là một nguyên nhân làm việc thu hút đầu tư nước ngoài vào Việt Nam còn chưa cao và ảnh hưởng nhiều tới quá trình sản xuất công nghiệp trong nước. Mức độ hợp tác kinh doanh giữa các doanh nghiệp trong cùng một ngành và giữa các ngành có nhiều hạn chế. Chưa tạo được mối liên kết phát triển các ngành theo hướng phù hợp với cơ chế thị trường, tạo nội lực cho ngành công nghiệp vận động và phát triển. thiếu các doanh nghiệp có khả năng về vốn, công nghệ, tài chính, thị trường làm hạt nhân để trợ giúp các doanh nghiệp vừa và nhỏ phát triển. *Đầu tư cho ngành công nghiệp chưa được quan tâm đúng mức Tỷ trọng đầu tư cho ngành công nghiệp mặc dù chiếm tỷ trọng lớn trong tổng số vốn đầu tư toàn xã hội song số vốn đó chưa đủ để cơ cấu lại toàn bộ nền công nghiệp. Cơ cấu đầu tư của các doanh nghiệp cũng như tỷ trọng vốn tham gia của các thành phần kinh tế chưa thực sự hướng tới một nền kinh tế thị trường hoà hợp và cạnh tranh quyết liệt. Nhiều ngành, lĩnh vực công nghiệp có vai trò và tác động lớn như chế tạo máy móc thiết bị, công nghiệp nguyên liệu… chưa được quan tâm đúng mức. trong khi đó vốn đầu tư vào các ngành xi măng, mía đường không mang lại hiệu quả. Đầu tư vẫn còn thiếu tập trung, dàn trải mới thấy lợi trước mắt là đầu tư mà chưa thấy được triển vọng phát triển lâu dài. * Sức cạnh tranh của sản phẩm công nghiệp Việt Nam còn thấp Ngoài những nguyên nhân về chi phí cao dẫn đến giá thành cao, công nghệ lạc hậu khiến sản phẩm kém chấ lượng thì còn một số nguyên nhân dẫn đến tình trạng này như: doanh nghiệp công nghiệp Việt Nam chưa chú ý nhiều đến khâu bao bì đóng gói, mẫu mã sản phẩm còn chưa phong phú. Vì thế các sản phẩm công nghiệp Việt Nam còn không thể tồn tại ngay ở thị trường trong nước chứ chưa nói đến những đòi hỏi khắt khe của thị trường nước ngoài. Một nguyên nhân hết sức quan trọng nữa là vấn đề thương hiệu của sản phẩm. Nhiều tên các sản phẩm nổi tiếng của công nghiệp Việt Nam đã bị các công ty nước ngoài chiếm dụng để kinh doanh mà không sao do các doanh nghiệp Việt Nam chưa dăng ký thương hiệu các sản phẩm của mình. CHƯƠNG II: PHÂN TÍCH ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC NHÂN TỐ CƠ BẢN ĐẾN TĂNG TRƯỞNG CÔNG NGHIỆP VIỆT NAM Với chương này bằng việc áp dụng các mô hình kinh tế lượng vào để phân tích những nhân tố ảnh hưởng đến tăng trưởng của ngành công nghiệp Việt Nam trong thời kỳ đổi mới. Như vậy xuất phát từ thực trạng trong ngành công nghiệp em sẽ xây dựng một mô hình phù hợp nhất với những biến số là những nhân tố cơ bản có thể tác động tới quá trình tăng trưởng của ngành công nghiệp. Sau khi xây dựng được mô hình phù hợp em sẽ áp dụng kết quả ước lượng của mô hình để dự báo giá trị của ngành công nghiệp trong một vài năm tới, cuối cùng là một số kiến nghị và giải pháp cho ngành công nghiệp Việt Nam. 1. Lựa chọn mô hình Đầu tiên khi lựa chọn mô hình là phải xác định các biến số đâu là biến phụ thuộc đâu là biến độc lập. Vì vậy em xin giới thiệu các biến và cách thức được sử dụng trong mô hình. Biến phụ thuộc ( biến được giải thích) trong mô hình Là tổng sản phẩm của ngành công nghiệp hàng năm . Kí hiệu : GOCN Biến độc lập ( biến giải thích) trong mô hình * Vốn đầu tư sản xuất cho ngành công nghiệp (ICN) Là lượng vốn đầu tư vào sản xuất công nghiệp bao gồm cả vốn của khu vực kinh tế quốc doanh, khu vực kinh tế ngoài quốc doanh và khu vực đầu tư nước ngoài. Vốn đầu tư là yếu tố hết sức quan trọng đối với tăng trưởng của công nghiệp, để biết được vốn đầu tư có được sử dụng hiệu quả hay không ta xem xét tới việc khi đầu tư thêm một đồng vốn thì yạo ra thêm được bao nhiêu giá trị sản phẩm. * Số lao động trong ngành công nghiệp (LCN) Là tổng số lao động cả lao động trí óc và lao động tay chân có tham gia sản xuất trong ngành công nghiệp. Bất kỳ quốc gia nào đều cần đến lao động, lao động là nguồn lực quý nhất, nguồn lực quyết định trong số các nguồn lực tác động tới phát triển. Do nước ta vẫn là nước công nghiệp còn lạc hậu, nhiều ngành công nghiệp còn cần sử dụng 100% là lao động thủ công thì lao động lại càng là nhân tố quyết định quan trọng đến tăng trưởng công nghiệp. * Giá trị xuất khẩu của các sản phẩm công nghiệp (ECN) Là toàn bộ giá trị xuất khẩu sản phẩm công nghiệp thô hay tinh chế hàng năm. Giá trị xuất khẩu hàng năm của ngành công nghiệp có đóng góp lớn vào tổng sản phẩm quốc dân từ đó thúc đẩy tới tăng trưởng của ngành công nghiệp riêng cũng như toàn bộ nền kinh tế nói chung. Đồng thời chính sách mở cửa kinh tế, hội nhập quốc tế và việc cải cách chính sách ngoại thương đã làm tăng tỷ trọng kim ngạch xuất khẩu hang công nghiệp trong tổng giá trị sản xuất công nghiệp. * Biến giả ( Di ): Biến giả phản ánh một thời kỳ đặc biệt trong cả giai đoạn phát triển. Như chúng ta đã biết thời kỳ từ năm 1986 tới năm 1990 là thời kỳ công nghiệp Việt Nam có sự thay đổi mạnh mẽ về cơ cấu cũng như các chính sách phát triển các ngành công nghiệp. Do dó mục đích khi cho biến giả này của em là xem xét việc thay đổi chính sách có ảnh hưởng đến giá trị sản phẩm công nghiệp hay không. D1 = 1 nếu năm quan sát thuộc thời kỳ 1986-1990 0 nếu năm quan sát thuộc thời kỳ sau năm 1990. 2. Xây dựng mô hình. Xuất phát từ mô hình hàm sản xuất Cobb-Douglas và qua thực nghiệm em đưa ra mô hình cho sự tăng trưởng của ngành công nghiệp Việt Nam như sau: Log(GOCN) = a0 + a1*D1 + a2*log(ICN) + a3*log(LCN) + a4*log(ECN). Trong đó : GOCN là biến phụ thuộc ICN,LCN,ECN là biến độc lập D1 là biến giả ai ( i=1,4) là hệ số của các biến tương ứng a0 là hệ số chặn. 2.1. Ước lượng mô hình Bằng việc sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS để ước lượng mô hình trên và ước lượng là chính xác nhất thì kết quả ước lượng mô hình phải thoã mãn các giả thiết của OLS. Giả thiết: 1. Biến giải thích là phi ngẫu nhiên, tức là các giá trị của chúng là các số đã được xác định 2. Kỳ vọng của yếu tố ngẫu nhiên U bằng không. E(Ui) = E(U/Xi) = 0 " i 3. Phương sai của yếu tố ngẫu nhiên U bằng nhau. Var(U/Xi) = Var(U/Xj) = s2 " i ¹ j 4. Không có sự tương quan giữa các Ui. Cov(Ui,Uj) = 0 " i ¹ j 5. U và X không tương quan với nhau. Cov(U,X) = 0 Với sự trợ giúp của phần mềm EVIEWS ta có kết quả ước lượng mô hình trên như sau: Sửdụng phương pháp OLS Dependent Variable: LOG(GOCN) Method: Least Squares Date: 04/11/06 Time: 10:12 Sample(adjusted): 1990 2005 Included observations: 16 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(ICN) 0.353745 0.236690 1.494549 0.1632 LOG(ECN) 0.192586 0.229053 0.840792 0.4184 LOG(LCN) 1.287993 0.207728 6.200376 0.0001 D1 -0.575438 0.259132 -2.220635 0.0483 C -12.96460 2.278105 -5.690958 0.0001 R-squared 0.995789 Mean dependent var 12.14647 Adjusted R-squared 0.994258 S.D. dependent var 1.052901 S.E. of regression 0.079782 Akaike info criterion -1.968726 Sum squared resid 0.070017 Schwarz criterion -1.727292 Log likelihood 20.74981 F-statistic 650.3724 Durbin-Watson stat 2.139067 Prob(F-statistic) 0.000000 Nhìn vào bảng trên ta thấy kết quả ước lượng mô hình ban đầu chưa phải là mô hình tốt nhất. Trong thời kỳ 1986-2005 các biến vốn đầu tư sản xuất công nghiệp, biến giá trị xuất khẩu các sản phẩm công nghiệp đưa vào mô hình đều không có ý nghĩa vì các giá trị P-value ứng với các biến này đều lớn hơn 0,05. Điều này là không phù hợp với thực tế vì trong thực tế có thể xuất khẩu không tác động tới tăng trưởng công nghiệp nhưng vốn đầu tư có vai trò quan trọng trong việc tăng trưởng công nghiệp, biến vốn đầu tư là yếu tố không thể thiếu trong một hàm sản xuất. Ta có thể kiểm tra tính đúng đắn của mô hình bằng việc ước lượng lại mô hình phương pháp 2STS: Dependent Variable: LOG(GOCN) Method: Two-Stage Least Squares Date: 05/04/06 Time: 13:47 Sample(adjusted): 1990 2005 Included observations: 16 after adjusting endpoints LOG(GOCN)= C(5) + C(1)*LOG(ICN) +C(2)*LOG(LCN) + C(3) *LOG(ECN) + C(4)*D1 Instrument list: LOG(ICN) LOG(LCN) LOG(ECN) D1 Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C(5) -12.96460 2.278105 -5.690958 0.0001 C(1) 0.353745 0.236690 1.494549 0.1632 C(2) 1.287993 0.207728 6.200376 0.0001 C(3) 0.192586 0.229053 0.840792 0.4184 C(4) -0.575438 0.259132 -2.220635 0.0483 R-squared 0.995789 Mean dependent var 12.14647 Adjusted R-squared 0.994258 S.D. dependent var 1.052901 S.E. of regression 0.079782 Sum squared resid 0.070017 Durbin-Watson stat 2.139067 Kết quả ước lượng bằng phương pháp 2STS cũng cho ta các hệ số ước lượng ứng với các biến độc lập tương ứng giống như ước lượng bằng phương pháp OLS. Như vậy mô hình tương quan giữa biến giá trị sản xuất công nghiệp với các biến độc lập: vốn đầu tư sản xuất, số lao động, giá trị xuất khẩu sản phẩm công nghiệp, biến giả vẫn còn nhiều khuyết điểm cần được cải tiến. 2.2. Cải tiến mô hình Mô hình tốt là mô hình có những tiêu chuẩn sau: Tính kiệm Một mô hình khồng bao giờ có thể thâu tóm được toàn bộ thực tại, việc trừu tượng hóa và đơn giản hóa là cần thiết bởi vì mô hình là sự biểu diễn đơn giản nhưng hoàn chỉnh của hiện thực. Nguyên tắc kiệm cho rằng hãy giữ cho mô hình càng đơn giản càng tốt. Tính đồng nhất Với một tập hợp số liệu đã cho, các tham số ước lượng phải có giá trị thống nhất. Tính thích hợp Vì mục đích của phân tích hồi quy là giải thích sự biến động của biến phụ thuộc bằng biến giải thích của mô hình càng nhiều càng tốt, nên một mô hình được coi là mô hình thích hợp nếu có R2 hoặc R2 điều chỉnh cao. Tính vững về mặt lý thuyết Tuy nhiên tính thích hợp không còn tác dụng nếu như mô hình có một hay một số hệ số có dấu sai. Khả năng dự đoán Tiêu chuẩn thực tiễn của mô hình thể hiện ở sức dự đoán của mô hình phù hợp với thực tế. Với các tiêu chuẩn trên mô hình xuất phát còn một số khuyết điểm nên chưa phải là mô hình tốt nhất nên ta cần phải cải tiến mô hình để có được mô hình tốt có thể áp dụng trong thực tế. Như chúng ta đã biết trong nhiều mô hình biến phụ thuộc không những chịu tác động bởi các biến độc lập mà nó còn do chính các biến đó ở các thời kỳ trước tác động tới. Chính vì vậy ta cho thêm biến GOCN trễ một thời kỳ vào mô hình ban đầu và ước lượng lại mô hình. Tuy nhiên nhìn vào bảng kết quả ước lượng các mô hình cải tiến ta thấy mô hình sau này(pt1) cũng cho kết quả tương tự như mô hình ban đầu. Biến GOCN trễ một thời kỳ có ý nghĩa trong mô hình nhưng vẫn không làm cho 2 biến ICN và ECN có ý nghĩa. Do đó việc cải tiến mô hình bằng cách thêm biến này không làm cho mô hình tốt hơn, một cách cải tiến khác là có thể biến giá trị xuất khẩu công nghiệp thực sự không có ảnh hưởng tới tăng trưởng. Từ đó ta có thể cải tiến mô hình bằng cách bỏ biến giá trị xuất khẩu của các sản phẩm công nghiệp (ECN) rồi ước lượng lại mô hình (pt2) có kết quả như sau: Mô hình 1: Log(GOCN) = a0 + a1*D1 + a2*log(ICN) + a3*log(LCN) Log(GOCN) = -12.70836 – 0.382433*D1 + 0.54716*log(ICN) +1.222698*log(LCN) Bảng 1: Kết quả ước lượng các mô hình cải tiến Tên biến Phương trình 1 Phương trình 2 Log(GOCN) Log(ICN) Coefficient t- Statistic Prob 0.038181 (0.216781) [0.8327] 0.547160 (9.942983) [0.0000] Log(ECN) Coefficient t- Statistic Prob 0.20689 (1.366235) [0.2018] Log(LCN) Coefficient t- Statistic Prob 0.948693 (5.836285) [0.0002] 1.222698 (6.425159) [0.0000] D1 Coefficient t- Statistic Prob -0.428846 (-2.446033) [0.0345] -0.382433 (-3.220363) [0.0073] C Coefficient t- Statistic Prob -9.202712 (-5.146090) [0.0004] -12.70836 (-5.6991) [0.0001] Log(GOCN(-1)) Coefficient t- Statistic Prob 0.4201 (3.897379) [0.003] R2 0.998328 0.995519 Adjusted- R2 0.997493 0.994399 DW 2.630130 1.859912 F- Statistic Prob 1194.500 [0.0000] 888.6301 [0.0000] Nhìn vào phương trình 2 ta thấy chất lượng của mô hình rất tốt, các biến độc lập của nó đều có ý nghĩa do P-value tương ứng của các biến này đều nhỏ hơn 0.05. R2=0.995519 cho thấy các biến độc lập của mô hình giải thích tới 99,55% sự thay đổi của tổng sản phẩm công nghiệp. Như vậy có thể đưa ra kết luận cuối cùng: có thể chọn phương trình 2 trong bảng 1 để giải thích sự tăng trưởng của tổng sản phẩm công nghiệp của Việt Nam trong suốt thời kỳ đổi mới. Ta tiếp tục xét xem hàm sản xuất Cobb- Douglas được áp dụng trong mô hình này có phải là hàm sản xuất có quy mô không đổi hay không. Ta kiểm định giả thiết sau: H0: hiệu quả sản xuất là không đổi theo quy mô tương ứng với a2 + a3 =1 H1: hiệu quả sản xuất thay đổi theo quy mô tương ứng với a2 + a3 ¹ 1. Wald Test: Equation: EQ03 Null Hypothesis: a2+a3=1 F-statistic 30.03535 Probability 0.000141 Chi-square 30.03535 Probability 0.000000 Từ kết quả kiểm định ta thấy giá trị P- value của thống kê F là 0.000141 < a = 0.05 nên có thể kết luận là bác bỏ giả thiết H0. Vậy mô hình 1 là mô hình có hiệu quả thay đổi theo quy mô. Bây giờ cùng với việc xác định được mô hình 1 có hiệu quả sản xuất theo quy mô ta đề cập tới vấn đề mô hình này có hiệu quả sản xuất tăng hay giảm theo quy mô. Để nghiên cứu được vấn đề này trước hết ta phải xem xét ảnh hưởng của biến hiệu quả công nghệ một cách độc lập. Với việc ước lượng mô hình tăng trưởng GDP sau khi loại bỏ đóng góp của biến lao động và biến vốn thì phần dư của mô hình sẽ đại diện cho biến năng suất tổng yếu tố (NS). Trước hết ta ước lượng mô hình khi đã loại bỏ biến lao động và vốn thì mô hình có dạng sau: Log(GOCN) = a0 + a1*D1 Từ mô hình ước lượng thu được phần dư (residual) của mô hình. Phần dư này đại diện cho toàn bộ năng suất tổng yếu tố. Kết quả từ chuỗi phần dư cho thấy có bao hàm ảnh hưởng của tính chu kỳ, nên để thấy rõ hơn hiệu quả công nghệ ta loại bỏ yếu tố chu kỳ trong chuỗi bằng cách san chuỗi số liệu Hot-winter không có yếu tố mùa vụ. Chuỗi NS là chuỗi năng suất tổng yếu tố sau khi san ta được chuỗi NSSM là chuỗi năng suất tổng yếu tố đã loại bỏ yếu tố thời vụ nên có thể dùng chuỗi này như là chuỗi số liệu về hiệu quả của công nghệ. Sau khi tách được biến hiệu quả công nghệ ta ước lượng mô hình 2 xem xét việc ảnh hưởng của hiệu quả công nghệ có tác động cùng chiều hay ngược chiều với tăng trưởng giá trị sản xuất công nghiệp. Mô hình 2: Log(GOCN) = a0 + a1*T + a2*log(ICN) + a3*log(LCN) Trong đó : T là biến hiệu quả công nghệ Ước lượng mô hình ta có kết quả như sau: Log(GOCN) = -14.61333 – 0.098964*T + 0.619732*log(ICN) + 1.291471*log(LCN) R2=0.994504; R2- điều chỉnh = 0.993130; DW = 1.683602; F=723.7507[0.000] Các hệ số tương ứng với các biến đều có ý nghĩa vì giá trị P-value tương ứng với thống kê T của các biến đều lớn hơn 0.05 (phụ lục 5). Với việc kiểm định các giả thiết OLS ( phụ lục 6) ta thấy mô hình là tốt, có thể xem xét và nghiên cứu ứng dụng trong thực tế. Hệ số của biến hiệu quả công nghệ mang dấu âm có thể giải thích trong giai đoạn từ năm 1986-2005 tuy ngành công nghiệp đã có những đầu tư về mặt công nghệ nhưng do chúng ta vẫn chưa có chính sách phát triển công nghệ hợp lý, nhiều công nghệ lạc hậu từ những năm trước vẫn đang được sử dụng, công nghệ tiên tiến chưa được ứng dụng nhiều …nên hiệu quả sản xuất không cao. Từ đó dẫn đến tình trạng dầu tư vốn và lao động nhiều nhưng không nâng cao được năng xuất. 3. Một số kết quả rút ra từ mô hình 3.1. Một số kết luận về mô hình Phương trình tốt nhất của mô hình ban đầu là phương trình có dạng sau: Log(GOCN) = a0 + a1*D1 + a2*log(ICN) + a3*log(LCN) Log(GOCN) = -12.70836 – 0.382433*D1 + 0.547160*log(ICN) +1.222698*log(LCN). R2=0.995519; R2- điều chỉnh = 0.994399; DW = 1.859912; F=888.6301[0.000] Theo phương trình này thì các biến ICN, LCN có tác động cùng chiều với biến GOCN còn biến giả D1 có tác động không tốt tới biến GOCN. Các hệ số của phương trình có ý nghĩa như sau: a1 = 0.382433 : có ý nghĩa là giai đoạn từ năm 1986-1990 có ảnh hưởng xấu đến tổng sản phẩm công nghiệp vì khi đó nước ta mới bắt đầu công cuộc đổi mới nên quá trình tăng trưởng còn gặp nhiều khó khăn. a2 = 0.547160 : có ý nghĩa khi vốn đầu tư sản xuất trong ngành công nghiệp tăng lên 1% thì tổng sản phẩm công nghiệp tăng 0.54716%. a3 = 1.222698 : có ý nghĩa khi số lao động trong ngành công nghiệp tăng lên 1% thì tổng sản phẩm công nghiệp tăng 1.222698%. Như vậy từ mô hình ước lượng ta có thể thấy rằng biến vốn đầu tư sản xuất, số lượng lao động đều ảnh hưởng tới tổng sản phẩm công nghiệp nhưng trong đó biến số lao động có ảnh hưởng nhiều hơn và mạnh hơn so với biến vốn đầu tư. 3.2. Dự báo tăng trưởng công nghiệp Việt Nam trong năm tới Bằng việc sử dụng kết quả ước lượng của mô hình trên ta có thể dự báo tổng sản phẩm công nghiệp trong năm 2006 với số lượng lao động ước tính sơ bộ như sau: Lao động ước tính sơ bộ năm 2006 là: 5652439 người tăng 6,8% so với năm 2005 Vốn đầu tư sản xuất sơ bộ năm 2006 là: 1047790.8 triệu đồng tăng 16,35% so với năm 2005 Áp dụng mô hình ước lượng trên ta có: Log(GOCN) = -12.70836 – 0.382433*D1 + 0.547160*log(ICN) + 1.222698*log(LCN). Log(GOCN) = -12.70836 – 0.382433*0 + 0.547160*log(1047790.8) + 1.222698*log(5652439) Vậy Giá trị sản xuất công nghiệp vào năm 2006 theo mô hình này sẽ tăng lên 17,26% so với năm 2005. 4. Một số kiến nghị về giải pháp 4.1. Giải pháp về nguồn lao động Đối với một nước tương đối đông dân như nước ta thì lực lượng lao động là nguồn vốn to lớn trong quá trình phát triển kinh tế xã hội. Do đó chúng ta phải có biện pháp sử dụng tốt nhất nguồn lao động để thúc đẩy tăng trưởng công nghiệp cũng như kinh tế. Trước hết tạo thêm công việc làm giảm tỷ lệ thất nghiệp, thu hút thêm lao động trong các ngành công nghiệp tận dụng nguồn lao động dồi dào ở nước ta. Đây là công việc đòi hỏi phải có chính sách hợp lý, có sự phối hợp giữa các ngành, các cấp tạo điều kiện tìm việc thuận lợi cho người lao động. Hình thành và xây dựng thị trường lao động góp phần tạo việc làm ổn định, đồng thời hoàn thiện các trường dạy nghề thu hút học viên cung cấp đủ thợ lành nghề để giảm bớt tình trạng thừa thầy thiếu thợ trong các ngành công nghiệp cao. Người lao động nước ta nhìn chung là cần cù chịu khó, có khả năng nắm bắt những công nghệ tiên tiến trên thế giới. Tuy vậy nhưng lao động nước ta do chuyển từ lao động trong ngành nông nghiệp sang ngành công nghiệp nên phần lớn chưa qua đào tạo, trình độ tay nghề yếu, thể lực chưa chịu được áp lực của công việc. Chính vì thế, chúng ta cần có biện pháp nâng cao chất lượng nguồn nhân lực cả về trình độ lẫn thể lực phục vụ cho quá trình công nghiệp hoá của đất nước. 4.2. Giải pháp về vốn cũng như công nghệ Từ mô hình xem xét các nhân tố ảnh hưởng tới tăng trưởng thì vốn đầu tư chính là một nhân tố tác động tích cực đến việc tăng tổng giá trị sản lượng công nghiệp. Chính vì vậy chúng ta phải thu hút và sử dụng vốn đầu tư như thế nào để đem lại hiệu quả cho việc sản xuất : Sử dụng vốn vào đúng mục đích tránh lãng phí, ngành nào tương lai có tiềm năng phát triển tốt thì tiếp tục chú trọng đầu tư nhiều vốn hơn để tạo điều kiện cho ngành tăng năng lực sản xuất còn ngành nào nước ta không đủ điều kiện phát triển thì đầu tư đủ cho ngành đó tiếp tục hộat động. Trước khi đầu tư vốn vào các dự án phải xem xét, thẩm định xem dự án đó có khả thi không và có mang lại hiệu quả cho nền công nghiệp cũng như nền kinh tế hay không. Thu hút thêm vốn đầu tư từ nước ngoài vào Việt Nam bằng việc tạo dựng môi trường pháp lý ổn định cho các hoạt động đầu tư trong và ngoài nước, hoàn thiện đồng bộ hệ thống pháp luật về đầu tư. Mặt khác ngoài việc thu hut vốn đầu tư từ nước ngoài chúng ta có thể sử dụng những nguồn vốn sẵn có trong nước như vốn trong dân, vốn trong các khu vực kinh tế. Vốn đầu tư trong dân chính là phần tiết kiệm trong các hộ gia đình, trong những năm qua thực tế nguồn vốn này chưa được quan tâm đúng mức tới. Vì vậy cần khuyến khích nhân dân tham gia và các hoạt động huy động vốn như gửi tiền tiết kiệm vào ngân hàng hay tham gia thị trường chứng khoán. Việc mở rộng hợp tác với nước ngoài không những thu hút được vốn mà chúng ta còn được tiếp cận với nhưng công nghệ mới hiện đại trên thế giới. Tập trung đầu tư vốn cho việc nghiên cứu, ứng dụng các công nghệ cao vào các ngành công nghiệp tăng hiệu quả sản xuất. 4.3. Vấn đề hội nhập quốc tế Để đẩy mạnh quá trình công nghiệp hoá, hiện đại hoá thì chúng ta phải chủ động hội nhập quốc tế. Vì mỗi quốc gia trên thế giới đều có nhưng đặc điểm riêng về kinh tế, công nghiệp cũng như điều kiện phát triển đất nước. Nên khi hội nhập quốc tế chúng ta có thêm nhiều cơ hội học hỏi các nước công nghiệp đã phát triển cũng như các nước đang phát triển để chọn cho mình hướng đi đúng phù hợp với điều kiện thực tế của nền công nghiệp nước ta. Ngoài ra việc hội nhập kinh tế cũng là việc chúng ta mở rộng thị trường ra các nước trên thế giới cho các sản phẩm công nghiệp xuất khẩu. Việc chúng ta trở thành thành viên ASEAN, tham gia vào AFTA và tiến tới gia nhập WTO chính là những tiền đề cho việc phát triển kinh tế nói chung cũng như ngành công nghiệp nói riêng. Chính vì vậy Nhà nước cần tiếp tục thực hiện chính sách mở cửa, tích cực chuẩn bị các điều kiện để thực hiện thành công quá trình hội nhập. 4.4. Đẩy mạnh sản xuất về mặt số lượng cũng như chất lượng của những sản phẩm trong nước để tăng tính cạnh tranh Bên cạnh các sản phẩm công nghiệp có uy tín và vị trí trên thị trường trong nước và quốc tế, ngành công nghiệp còn rất nhiều sản phẩm chưa đủ sức cạnh tranh, nhất là khi chúng ta chuẩn bị ra nhập WTO, nhiều mặt hàng nhập khẩu của nước ngoài sẽ được cắt giảm thuế. Cho nên các doanh nghiệp công nghiệp phải tiếp tực đầu tư, nâng cao chất lượng lao động, đẩy mạnh hơn nữa việc áp dụng khoa học kỹ thuật, công nghệ hiện đại vào thực tế sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp để nâng cao năng suất, chất lượng, hiệu quả sản xuất, tạo cơ sở hạ giá thành sản phẩm. Chỉ có đầu tư nâng cấp thiết bị thì giá thành sản xuất mới hạ thấp được và đây chính là giải pháp có ý nghĩa lâu dài khi muốn tăng sức cạnh tranh cho các sản phẩm. Tăng cường việc sản xuất sử dụng nguyên liệu trong nước có chất lương tương đương thay thế hàng nhập khẩu, nhằm tạo điều kiện phát huy nội lực, chủ động sản xuất trong cơ chế thị trường. PHỤ LỤC Phụ lục 1: Giải thích các biến số. GOCN : Tổng sản phẩm của ngành công nghiệp. ICN : Vốn đầu tư sản xuất cho ngành công nghiệp. LCN : Số lao động trong ngành công nghiệp. ECN : Giá trị xuất khẩu các sản phẩm công nghiệp. D1 : Biến giả D1 = 1 nếu năm quan sát thuộc thời kỳ 1986-1990 0 nếu năm quan sát thuộc thời kỳ sau 1990 Phụ lục 2: Kết quả ước lượng mô hình ban đầu. Dependent Variable: LOG(GOCN) Method: Least Squares Date: 04/11/06 Time: 10:12 Sample(adjusted): 1990 2005 Included observations: 16 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(ICN) 0.353745 0.236690 1.494549 0.1632 LOG(ECN) 0.192586 0.229053 0.840792 0.4184 LOG(LCN) 1.287993 0.207728 6.200376 0.0001 D1 -0.575438 0.259132 -2.220635 0.0483 C -12.96460 2.278105 -5.690958 0.0001 R-squared 0.995789 Mean dependent var 12.14647 Adjusted R-squared 0.994258 S.D. dependent var 1.052901 S.E. of regression 0.079782 Akaike info criterion -1.968726 Sum squared resid 0.070017 Schwarz criterion -1.727292 Log likelihood 20.74981 F-statistic 650.3724 Durbin-Watson stat 2.139067 Prob(F-statistic) 0.000000 Phụ lục 3: Kết quả ước lượng mô hình tăng trưởng công nghiệp cuối cùng sau các bước cải tiến (mô hình 1). Dependent Variable: LOG(GOCN) Method: Least Squares Date: 04/11/06 Time: 21:47 Sample(adjusted): 1990 2005 Included observations: 16 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(ICN) 0.547160 0.055030 9.942983 0.0000 LOG(LCN) 1.222698 0.190298 6.425159 0.0000 D1 -0.382433 0.118755 -3.220363 0.0073 C -12.70836 2.229889 -5.699100 0.0001 R-squared 0.995519 Mean dependent var 12.14647 Adjusted R-squared 0.994399 S.D. dependent var 1.052901 S.E. of regression 0.078802 Akaike info criterion -2.031440 Sum squared resid 0.074517 Schwarz criterion -1.838293 Log likelihood 20.25152 F-statistic 888.6301 Durbin-Watson stat 1.859912 Prob(F-statistic) 0.000000 Phụ lục 4: Kiểm định một số giả thiết OLS cho mô hình 1. 1. Kiểm định tính dừng của phần dư e. ADF Test Statistic -3.488144 1% Critical Value* -2.7411 5% Critical Value -1.9658 10% Critical Value -1.6277 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(E) Method0: Least Squares Date: 04/11/06 Time: 22:44 Sample(adjusted): 1991 2005 Included observations: 15 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. E(-1) -0.929956 0.266605 -3.488144 0.0036 R-squared 0.464978 Mean dependent var -1.36E-05 Adjusted R-squared 0.464978 S.D. dependent var 0.099497 S.E. of regression 0.072777 Akaike info criterion -2.338486 Sum squared resid 0.074151 Schwarz criterion -2.291283 Log likelihood 18.53865 Durbin-Watson stat 1.782743 Dùng tiêu chuẩn ADF để kiểm định tính dừng của phần dư e. Kiểm định H0: e là nhiễu trắng H1: e không phải là nhiễu trắng Ta có tqs = -3.488144 ; t0,01= -2.7411; t0,05= -1.9658; t0,1= -1.6277 => |tqs| > |ta| => chấp nhận giả thiết H0 hay e là nhiễu trắng => phần dư e là chuỗi dừng. Kiểm định tính tự tương quan. Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 0.060640 Probability 0.810022 Obs*R-squared 0.087720 Probability 0.767096 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 04/11/06 Time: 23:05 Presample missing value lagged residuals set to zero. Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(ICN) 0.004442 0.060090 0.073919 0.9424 LOG(LCN) -0.016720 0.209521 -0.079801 0.9378 D1 0.005982 0.126057 0.047453 0.9630 C 0.195480 2.454558 0.079640 0.9380 RESID(-1) 0.078273 0.317856 0.246252 0.8100 R-squared 0.005482 Mean dependent var 1.55E-15 Adjusted R-squared -0.356160 S.D. dependent var 0.070483 S.E. of regression 0.082080 Akaike info criterion -1.911938 Sum squared resid 0.074108 Schwarz criterion -1.670504 Log likelihood 20.29550 F-statistic 0.015160 Durbin-Watson stat 1.963636 Prob(F-statistic) 0.999471 Sử dụng tiêu chuẩn BG để kiểm định: H0: không tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mô hình. H1: tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mô hình. Ta có Fqs=0.06064 và giá trị P-value của thống kê F là 0.810022 > a = 0.05 => không có cơ sở để bác bỏ H0 => không tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mô hình. Kiểm định dạng hàm. Ramsey RESET Test: F-statistic 0.665484 Probability 0.431941 Log likelihood ratio 0.939826 Probability 0.332323 Test Equation: Dependent Variable: LOG(GOCN) Method: Least Squares Date: 04/11/06 Time: 23:11 Sample: 1990 2005 Included observations: 16 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(ICN) -0.036110 0.717167 -0.050351 0.9607 LOG(LCN) -0.591694 2.232500 -0.265037 0.7959 D1 0.024255 0.512875 0.047292 0.9631 C 13.97375 32.78590 0.426212 0.6782 FITTED^2 0.050093 0.061405 0.815772 0.4319 R-squared 0.995774 Mean dependent var 12.14647 Adjusted R-squared 0.994238 S.D. dependent var 1.052901 S.E. of regression 0.079924 Akaike info criterion -1.965179 Sum squared resid 0.070266 Schwarz criterion -1.723745 Log likelihood 20.72143 F-statistic 648.0601 Durbin-Watson stat 1.695965 Prob(F-statistic) 0.000000 Sử dụng tiêu chuẩn Ramsay kiểm định: H0: dạng hàm là đúng H1: dạng hàm sai Ta có Fqs = 0.665484 và giá trị P-value của thống kê F là 0.431941 > a = 0.05 chấp nhận giả thiết H0 => mô hình có dạng hàm đúng. Kiểm định phương sai sai số thay đổi White Heteroskedasticity Test: F-statistic 2.314365 Probability 0.121231 Obs*R-squared 8.582917 Probability 0.126902 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 05/05/06 Time: 08:45 Sample: 1990 2005 Included observations: 16 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -2.842617 6.795542 -0.418306 0.6846 LOG(ICN) -0.037795 0.072952 -0.518080 0.6157 (LOG(ICN))^2 0.001465 0.003141 0.466526 0.6508 LOG(LCN) 0.414664 0.945488 0.438571 0.6703 (LOG(LCN))^2 -0.013909 0.031481 -0.441840 0.6680 D1 -0.017850 0.011459 -1.557734 0.1504 R-squared 0.536432 Mean dependent var 0.004657 Adjusted R-squared 0.304649 S.D. dependent var 0.004573 S.E. of regression 0.003813 Akaike info criterion -8.020578 Sum squared resid 0.000145 Schwarz criterion -7.730857 Log likelihood 70.16462 F-statistic 2.314365 Durbin-Watson stat 2.227606 Prob(F-statistic) 0.121231 Sử dụng tiêu chuẩn White để kiểm định: H0: phương sai của sai số là đồng đều. H1: phương sai của sai số thay đổi Ta có Fqs = 2.314365 và giá trị P-value của thống kê F là 0.121231 > a = 0.05 => chấp nhận giả thiết H0 => mô hình có phương sai của sai số không đổi.  Kiểm định giả thiết về phân phối của U. Kiểm định H0: U có phân phối chuẩn. H1: U không có phân phối chuẩn. Sử dụng thống kê Jarque-Bera (JB) ta có: JB= 0.91866 và có giá trị P-value của thống kê JB là 0.631707 > a = 0.05 => không có cơ sở để bác bỏ H0 tức là U có phân phối chuẩn. 5. Phương trình cuối cùng được chọn như sau: Log(GOCN) = a0 + a1*D1 + a2*log(ICN) + a3*log(LCN) Log(GOCN) = -12.70836 – 0.382433*D1 + 0.547160*log(ICN) +1.222698*log(LCN). Phụ lục 5: Kết quả ước lượng của mô hình 2. Dependent Variable: LOG(GOCN) Method: Least Squares Date: 05/04/06 Time: 14:26 Sample(adjusted): 1990 2005 Included observations: 16 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(ICN) 0.619732 0.048059 12.89511 0.0000 LOG(LCN) 1.290471 0.241764 5.337740 0.0002 T -0.098964 0.039622 -2.497719 0.0280 C -14.61333 3.106928 -4.703466 0.0005 R-squared 0.994504 Mean dependent var 12.14647 Adjusted R-squared 0.993130 S.D. dependent var 1.052901 S.E. of regression 0.087273 Akaike info criterion -1.827226 Sum squared resid 0.091400 Schwarz criterion -1.634079 Log likelihood 18.61781 F-statistic 723.7507 Durbin-Watson stat 1.683602 Prob(F-statistic) 0.000000 Mô hình 2: Log(GOCN) = a0 + a1*T + a2*log(ICN) + a3*log(LCN) Log(GOCN) = -14.61333 – 0.098964*T + 0.619732*log(ICN) + 1.291471*log(LCN) Phụ lục 6: Kiểm định một số giả thiết cho mô hình 2 Kiểm định tính tự tương quan Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 0.302692 Probability 0.593196 Obs*R-squared 0.428488 Probability 0.512732 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 05/04/06 Time: 14:29 Presample missing value lagged residuals set to zero. Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(ICN) 0.008570 0.051912 0.165087 0.8719 LOG(LCN) -0.046059 0.262801 -0.175264 0.8641 T 0.004232 0.041544 0.101874 0.9207 C 0.583551 3.372469 0.173034 0.8658 RESID(-1) 0.173040 0.314519 0.550174 0.5932 R-squared 0.026781 Mean dependent var 1.22E-15 Adjusted R-squared -0.327117 S.D. dependent var 0.078060 S.E. of regression 0.089925 Akaike info criterion -1.729372 Sum squared resid 0.088952 Schwarz criterion -1.487938 Log likelihood 18.83498 F-statistic 0.075673 Durbin-Watson stat 1.894151 Prob(F-statistic) 0.988175 Sử dụng tiêu chuẩn BG để kiểm định: H0: không tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mô hình. H1: tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mô hình. Ta có Fqs=0.06064 và giá trị P-value của thống kê F là 0.593196 > a = 0.05 => không có cơ sở để bác bỏ H0 => không tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mô hình. 2. Kiểm định phương sai của sai số thay đổi White Heteroskedasticity Test: F-statistic 1.858548 Probability 0.193574 Obs*R-squared 8.854054 Probability 0.181954 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 05/04/06 Time: 14:30 Sample: 1990 2005 Included observations: 16 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.543433 10.18868 0.053337 0.9586 LOG(ICN) 0.076446 0.248179 0.308027 0.7651 (LOG(ICN))^2 -0.003205 0.010438 -0.307015 0.7658 LOG(LCN) -0.127402 1.293723 -0.098477 0.9237 (LOG(LCN))^2 0.004078 0.043271 0.094233 0.9270 T -0.000987 0.009698 -0.101747 0.9212 T^2 0.004146 0.014350 0.288916 0.7792 R-squared 0.553378 Mean dependent var 0.005712 Adjusted R-squared 0.255631 S.D. dependent var 0.005382 S.E. of regression 0.004643 Akaike info criterion -7.607242 Sum squared resid 0.000194 Schwarz criterion -7.269234 Log likelihood 67.85793 F-statistic 1.858548 Durbin-Watson stat 2.469641 Prob(F-statistic) 0.193574 Sử dụng tiêu chuẩn White để kiểm định: H0: phương sai của sai số là đồng đều. H1: phương sai của sai số thay đổi Ta có Fqs = 1.858548 và giá trị P-value của thống kê F là 0.193574 > a = 0.05 => chấp nhận giả thiết H0 => mô hình có phương sai của sai số không đổi. 3. Kiểm định dạng hàm Ramsey RESET Test: F-statistic 0.411912 Probability 0.534146 Log likelihood ratio 0.588200 Probability 0.443116 Test Equation: Dependent Variable: LOG(GOCN) Method: Least Squares Date: 05/04/06 Time: 14:31 Sample: 1990 2005 Included observations: 16 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(ICN) 0.031352 0.918084 0.034149 0.9734 LOG(LCN) -0.374628 2.606223 -0.143744 0.8883 T -0.006544 0.149622 -0.043737 0.9659 C 10.75217 39.65040 0.271174 0.7913 FITTED^2 0.044481 0.069306 0.641804 0.5341 R-squared 0.994702 Mean dependent var 12.14647 Adjusted R-squared 0.992775 S.D. dependent var 1.052901 S.E. of regression 0.089494 Akaike info criterion -1.738989 Sum squared resid 0.088100 Schwarz criterion -1.497555 Log likelihood 18.91191 F-statistic 516.3142 Durbin-Watson stat 1.566398 Prob(F-statistic) 0.000000 Sử dụng tiêu chuẩn Ramsay kiểm định: H0: dạng hàm là đúng H1: dạng hàm sai Ta có Fqs = 0.411912 và giá trị P-value của thống kê F là 0.534146 > a = 0.05 chấp nhận giả thiết H0 => mô hình có dạng hàm đúng. 4. Kiểm định tính dừng của phần dư ADF Test Statistic -3.212070 1% Critical Value* -2.7411 5% Critical Value -1.9658 10% Critical Value -1.6277 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(RESID01) Method: Least Squares Date: 05/04/06 Time: 14:33 Sample(adjusted): 1991 2005 Included observations: 15 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. RESID01(-1) -0.845219 0.263138 -3.212070 0.0063 R-squared 0.424085 Mean dependent var 0.001865 Adjusted R-squared 0.424085 S.D. dependent var 0.104822 S.E. of regression 0.079549 Akaike info criterion -2.160554 Sum squared resid 0.088592 Schwarz criterion -2.113350 Log likelihood 17.20415 Durbin-Watson stat 1.855501 Dùng tiêu chuẩn ADF để kiểm định tính dừng của phần dư e. Kiểm định H0: e là nhiễu trắng H1: e không phải là nhiễu trắng Ta có tqs = -3.212070; t0,01= -2.7411 ; t0,05= -1.9658; t0,1= -1.6277 => |tqs| > |ta| => chấp nhận giả thiết H0 hay e là nhiễu trắng => phần dư e là chuỗi dừng. Kiểm định phân phối chuẩn của U Kiểm định H0: U có phân phối chuẩn. H1: U không có phân phối chuẩn. Sử dụng thống kê Jarque-Bera (JB) ta có: JB= 0.914853 và có giá trị P-value của thống kê JB là 0.63291 > a = 0.05 => không có cơ sở để bác bỏ H0 tức là U có phân phối chuẩn. KẾT LUẬN Tăng trưởng công nghiệp là một phần quan trọng trong tăng trưởng kinh tế, tạo tiền đề cho các ngành kinh tế khác phát triển. Với Việt Nam ta việc công nghiệp tăng trưởng cao và ổn định sẽ giúp cho đất nước đẩy nhanh quá trình công nghiệp hoá, hiện đại hoá, thoát khỏi nguy cơ tụt hậu quá xa so với các nước phát triển trên thế giới. Sau gần 20 năm đổi mới về tất cả mọi mặt, ngành công nghiệp nước ta đã phấn đấu để xứng đáng là một trong những ngành mũi nhọn của đất nước. Trong những năm qua cùng với sự phát triển của kinh tế có sự đóng góp không nhỏ của ngành công nghiệp từ việc ứng dựng công nghiệp vào các ngành kinh tế tới việc giá trị sản phẩm công nghiệp xuất khẩu chiếm tỷ trọng lớn trong GDP của toàn bộ nền kinh tế… Tuy nhiên bên cạnh những thành công ngành công nghiệp nước ta vẫn còn một số bất cập như: trình độ của lao động công nghiệp chưa cao, sản xuất còn phụ thuộc nhiều vào nhập khẩu, sản phẩm công nghiệp nhiều nhưng chưa đủ phục vụ trong nước. Nói chung trên thế giới ở các nước phát triển sự phát triển của ngành công nghiệp phụ thuộc lớn vào các yếu tố về vốn, về lao động, tài nguyên, khoa học kỹ thuật. Tuy nhiên mỗi một nước lại có những đặc thù riêng. Thực tế thì ở các nước đang phát triển như Việt Nam, ngoài các yếu tố trên, yếu tố xuất khẩu cũng có những ảnh hưởng không nhỏ đến sự phát triển của ngành công nghiệp. Theo đó mấu chốt của đề tài này bằng việc đưa thêm biến xuất khẩu vào mô hình sản xuất truyền thống thì một kết luận được rút ra là, không giống với nhiều nước đang phát triển và phát triển khác, yếu tố xuất khẩu của nước ta chưa thực sự đóng góp đáng kể vào sự phát triển của ngành công nghiệp trong nước. Có thể trong một dạng mô hình khác như mô hình tuyến tính biến giá trị xuất khẩu có thể ảnh hưởng lớn đến giá trị sản xuất công nghiệp nhưng trong mô hình em xây dựng thì nó lại không có ảnh hưởng đến sản xuất công nghiệp. Đây củng có thể là một thực trạng thực tế của công nghiệp xuất khẩu còn yếu kém mà nước ta cần phải khác phục trong tương lai. Trong quá trình thực tập, mặc dù có nhiều khó khăn như hạn chế về kiến thức cũng như kinh nghiệm thực tiễn, bên cạnh đó do hạn chế, sai sót về mặt số liệu thu thập được nhưng do dược sự giúp đỡ tận tình của thầy và cán bộ hướng dẫn thực tập em đã hoàn thành xong báo cáo thực tập tốt nghiệp. Với mô hình em đưa ra và các kết quả thu được từ đề tài sẽ không tránh khỏi được những hạn chế thiếu sót nhất định. Vì vậy em kính mong nhận được sự góp ý từ các thầy cô giáo. Em xin chân thành cảm ơn! Sinh viên thực tập. Nguyễn Cẩm Vân DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Giáo trình Kinh tế lượng tập 1 và 2, NXB Khoa học và kỹ thuật, Hà Nội – 2001,2002. Bài tập Kinh tế lượng với sự trợ giúp của phần mềm EVIEWS, NXB Khoa học và kỹ thuật, Hà Nội – 2002. Số liệu Việt Nam Thế Kỷ XX, tập 2, NXB Thống Kê TPHCM. Niên giám thống kê của Tổng cục thống kê các năm từ 1993-2004. Đề cương bài giảng Thống kê Công nghiệp và Xây dựng của Tổng cục thống kê, Hà Nội- 2005. Tạp chí “Con số và sự kiện” các năm 2004, 2005. Tạp chí Công nghiệp năm 2005 LỜI MỞ ĐẦU 1 CHƯƠNG I: THỰC TRẠNG VỀ NỀN CÔNG NGHIỆP VIỆT NAM 3 1. Khái niệm và phân loại ngành công nghiệp của Việt Nam hiện nay 3 1.1. Khái niệm ngành công nghiệp 3 1.2. Phân loại ngành công nghiệp Việt Nam hiện nay 3 2. Công nghiệp Việt Nam trước năm 1986 và chủ trương đổi mới 4 2.1. Một vài nét về quá trình phát triển của Công nghiệp Việt Nam từ trước năm 1986 4 2.2. Chủ trương đổi mới 5 3. Công nghiệp Việt Nam giai đoạn từ 1986 đến nay 7 3.1. Tăng trưởng Công nghiệp 7 3.2. Tỷ trọng công nghiệp trong một số chỉ tiêu Kinh tế tổng hợp 11 3.3. Chuyển dịch cơ cấu trong ngành Công nghiệp 12 3.4. Công nghệ 15 3.5. Lao động công nghiệp 18 3.6. Một số tồn tại 19 CHƯƠNG II: PHÂN TÍCH ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC NHÂN TỐ CƠ BẢN ĐẾN TĂNG TRƯỞNG CÔNG NGHIỆP VIỆT NAM 23 1. Lựa chọn mô hình 23 1.1. Biến phụ thuộc ( biến được giải thích) trong mô hình 23 1.2. Biến độc lập ( biến giải thích) trong mô hình 23 2. Xây dựng mô hình. 24 2.1. Ước lượng mô hình 25 Sửdụng phương pháp OLS 25 2.2. Cải tiến mô hình 27 3. Một số kết quả rút ra từ mô hình 32 3.1. Một số kết luận về mô hình 32 3.2. Dự báo tăng trưởng công nghiệp Việt Nam trong năm tới 32 4. Một số kiến nghị về giải pháp 33 4.1. Giải pháp về nguồn lao động 33 4.2. Giải pháp về vốn cũng như công nghệ 33 4.3. Vấn đề hội nhập quốc tế 34 4.4. Đẩy mạnh sản xuất về mặt số lượng cũng như chất lượng của những sản phẩm trong nước để tăng tính cạnh tranh 35 PHỤ LỤC 36 1. Kiểm định tính dừng của phần dư e. 38 2. Kiểm định tính tự tương quan. 39 3. Kiểm định dạng hàm. 40 4. Kiểm định phương sai sai số thay đổi 41 5. Kiểm định giả thiết về phân phối của U. 42 5. Phương trình cuối cùng được chọn như sau: 42 Phụ lục 5: Kết quả ước lượng của mô hình 2. 43 Phụ lục 6: Kiểm định một số giả thiết cho mô hình 2 44 KẾT LUẬN 49 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO 51