Luận án Hệ thống mô hình đánh giá sự phù hợp của quá trình phát triển dân số ở Việt Nam

đã ngoại sinh hóa hai đầu mút thời gian của thời kỳ xem xét. Vì lý do này mà luận án tìm cách tính các chỉ tiêu dân số-kinh tế chủ yếu trên cơ sở mô hình (1.3’) đã trình bày ở trên. 16 - Trang Web Bộ kế hoạch đầu tư Việt Nam .2005. 134 4.2.2- Tạo quán tính so sánh các kịch bản Giả thiết rằng để quản lý và hiệu chỉnh sự vận động của một quá trình dân số- kinh tế (có thể gọi là một hệ thống), có thể chọn một nhóm biến đại diện cho mục tiêu chung và xem là biến ngoại sinh. Gọi I1 là tập các biến ngoại sinh, mỗi kịch bản là một dãy điểm trong không gian tuyến tính thực I1 chiều. Nhờ các quan hệ đã được xác lập giữa các biến có thể xác định được quĩ đạo tương ứng của các biến còn lại, các biến này xem là các biến nội sinh. Gọi tập các biến nội sinh là I2 và I = I1 ∪ I2. Ứng với mỗi mốc thời gian t (năm) ta có trạng thái của hệ thống (1 quan sát). Giả sử có n mốc thời gian (t=1,2,...,n), mỗi trạng thái biểu hiện như 1 điểm trong RI, mỗi kịch bản (j ) tương ứng một chiến lược thể hiện như một ma trận Xj cấp n x I: 11 12 1I 21 22 2 I n1 n2 nI j j j j j j j j j j x x ..... x x x ..... x X .......................... x x ..... x       =         Mỗi cột của ma trận này là quĩ đạo theo thời gian của một chỉ tiêu hay một biến theo thời gian, mỗi dòng của ma trận này là một trạng thái của hệ thống đang xét trong đó một số thành phần (các chỉ tiêu thuộc tập I1) đã được xác định trước. Trên phương diện lý thuyết có thể xây dựng bài toán điều khiển hệ thống với tập các biến điều khiển với điểm đích (trạng thái cuối cùng) của một giai đoạn (0, T) thoả mãn một vài tính chất nào đó trên cơ sở trạng thái ban đầu đã xác định. Như vậy có thể dẫn đến một các biến động ngẫu nhiên tại các điểm trong của (0, T). Có thể mô tả bài toán này như sau: 135 Cho một hệ thống với các trạng thái tại thời điểm t lập bởi I biến xi(t) trong đó có một số biến ngoại sinh và một số biến nội sinh. Biết x(0)=[x1(0), x2(0), ..... , xI(0)] và miền mục tiêu DI ⊂ RI và các hàm lợi ích hoặc thiệt hại: f(x(t)); F[x(0), x(1), ...., x(T)]. Tìm {xj(t): j∈I1; t ∈(0,T) } sao cho: F[x(0), x(1), ...., x(T)] Max (Min) Với: f(x(t)) ∈Ct t∈(0,T) (27.3) x(T) ∈DI Đây là bài toán có độ phức tạp lớn, đặc biệt là trường hợp các biến ngoại sinh có thể là hàm ngẫu nhiên với các tham số là các biến ngoại sinh và phức tạp hơn nữa khi xét bài toán động. Trong các chiến lược phát triển kinh tế xã hội, quĩ đạo biến động của các biến thường bị ràng buộc khá chặt. Cùng với mục tiêu cuối cùng, còn có các mục tiêu điều khiển quá trình vận động của hệ thống. Các mục tiêu này thường được phát biểu dưới dạng các quan điểm, chủ trương của Nhà nước. Với quan điểm phát triển ổn định, khi đã biết trạng thái ban đầu và xác định một phần của trạng thái cuối cùng x(T) và một tập kịch bản tương ứng, có thể sử dụng độ đo sự phân tán của các chỉ tiêu kinh tế xã hội để thiết lập hàm mục tiêu trong bài toán trên. Sử dụng Metric thông thường trong không gian tuyến tính với ma trận M=E (ma trận đơn vị). Quán tính của kịch bản j được đo bởi vết ma trận hiệp phương sai của ma trận Xj : V(Xj ) =Xj’EXj. Ký hiệu quán tính này là G(j). Gọi J ={j} là tập các kịch bản có cùng điểm đầu và điểm cuối. Kịch bản tốt nhất là kịch bản ứng với chiến lược có quán tính nhỏ nhất. Trong trường hợp J hữu hạn có thể thực hiện so sánh toàn bộ, trong trường hợp J không xác định ngay từ đầu có thể so sánh các chiến lược bổ sung với chiến lược đã chọn. 136 Đối với bài toán cụ thể đang xem xét, kịch bản được xác định là dãy điểm trong R2 với hai tọa độ là tốc độ tăng trưởng dân số (rP) và tốc độ tăng trưởng thu nhập trung bình theo đấu người (ry). Các chỉ tiêu lựa chọn như các kết quả nội sinh (tạo nên chiến lược) của mỗi kịch bản là: - Tốc độ tăng trưởng GDP (rY) - Hệ số vốn/lao động (k) - Tốc độ tăng trưởng thu hút lao động (rL) - Tốc độ tăng trưởng vốn (rK) - Tốc độ giảm thất nghiệp (dRUL). Với cùng điểm xuất phát và mức đích như nhau, một kịch bản gọi là tốt hơn nếu tổng quán tính của chiến lược tương ứng trong thời kỳ xem xét nhỏ hơn. Việc tính toán các chỉ tiêu thứ cấp của mỗi chiến lược dựa trên các kết quả hồi qui đã được trình bày ở trên. 4.2.3- Thử nghiệm với các quan hệ đồng thời trên một số kịch bản a- Một số giả thiết Để có thể xây dựng kịch bản và tính toán các chỉ tiêu trong (1.3’) và từ đó dẫn xuất các chỉ tiêu khác đã trình bày ở trên luận án đề xuất một số giả thiết: - Quá trình tăng trưởng của chỉ tiêu thu nhập bình quân theo đầu người là quá trình ổn định theo nghĩa không có sự đột biến trong thời gian xem xét. - Dân số và cơ cấu tuổi của dân số ổn định dần đến một dân số dừng. - Quá trình tăng vốn sản xuất có thể thực hiện từ hai nguồn chính là tích lũy từ thu nhập quốc dân và đầu tư nước ngoài. Điều này cho phép giảm nhẹ sức ép đầu tư từ thu nhập quốc gia. - Quá trình tiến bộ công nghệ sản xuất có chất lượng lao động hàm chứa trong tính chất thực hiện được của hệ số trang bị vốn cho lao động (k). 137 b- Xác định quĩ đạo của trang bị vốn cho lao động Với chiến lược phát triển kinh tế xã hội mà Nhà nước Việt Nam đã nêu cho đến 2020, tiêu thức thu nhập trung bình đầu người, tỷ lệ tăng dân số được coi là các tiêu thức mục tiêu. Sử dụng kết quả ước lượng phương trình (1.3’) có thể chọn tốc độ tăng của k(t)=K(t)/L(t) – hệ số pha loãng tư bản làm biến điều khiển. Các yếu tố khác trong mô hình này có thể coi là điều khiển được từ phía Nhà nước và cộng đồng. Với các quá trình y(t)=Y(t)/P(t) và P(t) là mục tiêu, xem như đã biết. Phương trình (3.1’) có thể biến đổi như sau: 2t t t 1 2 3 t 4 t t t Y K K ln ln ln ln(P ) t P L L     = β + β + β + β        (1.3’) Thay k(t) = K(t)/L(t); y(t)= Y(t)/P(t), lấy đạo hàm theo t phương trình này nhận được phương trình: y 1 k 2 k 3 P 4 r r 2 r ln k(t) r= β + β + β + β Trong đó: y k P r , r , r là các hệ số tăng trưởng của các biến tương ứng. Mặt khác k ln k d r dt = nên phương trình trên trở thành: y 1 2 3 P 4 dln k(t) d ln k(t) r 2 ln k(t) r dt dt = β + β + β + β Từ đó: 1 2 3 P y 4 dln k(t) d ln k(t) 2 ln k(t) r r dt dt β + β = −β + − β Ký hiệu Z(t) =lnk(t); ta có: 4 3 P y 1 2 r r Z'(t) 2 Z(t) −β − β + = β + β (28.3) Giải phương trình vi phân trên với k(0)=0,64417: Nghiệm của phương trình trên là18: 17 - Giá trị này nhận được nhờ từ số liệu thống kê quí 1 năm 1995. 18 - Nghiệm nhận được nhờ phần mềm Mathematica 4.0 138 1 1 2 1 2 y 4 3 P1 2 2 1 2 y 4 3 P2 2 2 (r r )(t C(1)) Z (t) 2 2 (r r )(t C(1)) Z (t) 2 −β − β + β − β − β − = β −β + β + β − β − β − = β (29.3) Việc lực chọn nghiệm được tiến hành nhờ đánh giá sự phù hợp của quĩ đạo nghiệm với số liệu thực tế đã sử dụng ước lượng các tham số trong phương trình nêu trên. Quá trình biến đổi thực tế của tỷ lệ k theo thời gian từ 1989 đến 2004 có thể mô tả qua biểu đồ 45. k 0 0.5 1 1.5 2 2.5 3 3.5 1 5 9 13 17 21 25 29 33 37 41 45 49 53 57 61 t Biểu đồ 45: biến động của k(t) theo thời gian (quí) Như vậy nghiệm thứ hai chấp nhận được về mặt kinh tế vì nó thể hiện một quá trình tăng theo thời gian của k phù hợp với biểu đồ trên. Thay điều kiện ban đầu tính được C(1) =0,0483 nhận được quĩ đạo của k(t) như sau: y P 0,1932 0,0373 0,2014(r 0,0076 0,0596r )(t 0,0483) lnk(t) 0,2014 − + + − + − = (30.3) c- Một số kịch bản + Kịch bản 1: chấp nhận xu thế giảm tốc độ tăng dân số 2005-2050 như dự báo của Quĩ dân số Liên hiệp quốc; đảm bảo thu nhập trung bình theo đầu người tăng đều đặn, ổn định. 139 - Với điều kiện dân số tăng đến dừng vào năm 2050 với khoảng 110 triệu dân, theo dự báo của Quỹ dân số liên hiệp quốc thì xu thế giảm mức tăng dân số cho đến dân số dừng có dạng sau: rP(t) = 0.011529 - 0.000204t- 0,00000095t2. (31.3) Nguồn: Ước lượng từ dự báo dân số của Quĩ dân số liên hiệp quốc. Kiểm chứng qui luật này trong thời kỳ 1995-2004 cho thấy qui luật này phù hợp với mức 99,67%. Với tỷ lệ tăng dân số giảm dần đến dân số dừng như trên có thể cho rằng các yếu tố kinh tế sẽ không còn tác động mạnh đến quá trình này. Như vậy kịch bản cần xây dựng trên quá trình thứ hai đó là thu nhập trung bình theo đầu người. - Thu nhập tăng đều đặn hàng năm: như mục tiêu đã nêu trong chiến lược phát triển kinh tế-xã hội đến năm 2020, thu nhập bình quân theo đầu người tăng gấp 4 lần so với năm 2000 thì tốc độ trung bình hằng năm sẽ là 7,1%/năm. Với kịch bản này, quĩ đạo tăng trưởng có các tính chất sau: Hệ số tăng trưởng của lao cầu lao động (rL) có điều chỉnh qua hàm năng suất lao động. dRUL là mức tăng tỷ lệ lao động không có việc làm, theo kịch bản này thì tỷ lệ thất nghiệp có thể giảm chậm dần trong thời gian 10 năm tới sau đó tăng nhẹ. Yêu cầu tăng trưởng vốn trong những năm đầu sẽ là sấp xỉ 4,3%-4,4% và sẽ là khoảng 4,5%-4,7% cho 5 năm cuối. Thực tế đây là một thách thức và kết quả này cũng ủng hộ những nhận định về khó khăn trong tích lũy vốn cho quá trình hiện đại hóa đã được các tác giả nhắc đến trong chiến lược phát triển kinh tế xã hội 2000-2020. Các chỉ tiêu chủ yếu thể hiện ở bảng 9. Kịch bản này cho quán tính của các quá trình phát triển thể hiện qua các biến là 2,697005. 140 Bảng 9: Số liệu chi tiết kết quả giải bài toán theo kịch bản 1 Đơn vị: % t rP ry rY k rL rK dRUL 2005 1,330 7,177 8,507 1,0938 3,3528 4,4467 -2,0229 2006 1,308 7,177 8,485 1,2626 3,1577 4,4204 -1,8498 2007 1,283 7,177 8,460 1,4350 2,9609 4,3959 -1,6783 2008 1,262 7,177 8,439 1,6124 2,7657 4,3781 -1,5037 2009 1,245 7,177 8,422 1,7958 2,5715 4,3674 -1,3267 2010 1,226 7,177 8,404 1,9861 2,3762 4,3623 -1,1500 2011 1,217 7,177 8,394 2,1838 2,1842 4,3681 -0,9673 2012 1,218 7,177 8,395 2,3895 1,9961 4,3856 -0,7780 2013 1,217 7,177 8,394 2,6036 1,8061 4,4097 -0,5896 2014 1,211 7,177 8,388 2,8263 1,6137 4,4401 -0,4028 2015 1,201 7,177 8,378 3,0580 1,4188 4,4769 -0,2180 2016 1,186 7,177 8,363 3,2991 1,2209 4,5201 -0,0353 2017 1,167 7,177 8,345 3,5499 1,0211 4,5710 0,1464 2018 1,141 7,177 8,318 3,81050,816904 4,6274 0,3240 2019 1,105 7,177 8,282 4,08120,608004 4,6892 0,4971 2020 1,065 7,177 8,243 4,36240,396574 4,7590 0,6688 + Kịch bản 2: tiếp tục vận động giảm sinh để tốc độ tăng dân số giảm nhanh gấp 2 lần và lựa chọn phương án tăng nhanh dần thu nhập trung bình theo đầu người với gia tốc không đổi. Giảm tốc độ tăng dân số nhanh gấp gần 2 lần so với dự báo của Quĩ dân số liên hợp quốc thực tế đã diễn ra ở Việt Năm trong 10 năm vừa qua. Với kịch bản này có thể duy trì mức tăng thu nhập và mức tăng thu nhập trung bình đầu người ở 5 năm đầu không cao. Sức ép tăng trưởng ứng dụng công nghệ, hiện đại hóa thể hiện qua hệ số trang bị vốn cho lao động (K/L) ở những năm đầu thấp hơn kịch bản thứ nhất. Hai chỉ tiêu này sẽ tăng nhanh hơn trong giai đoạn sau. Khả năng giảm thất nghiệp có thể duy trì trong cả thời kỳ 2006-2020. Các chỉ tiêu chủ yếu thể hiện ở bảng 10. 141 Kịch bản này cho quán tính của các quá trình phát triển thể hiện qua các biến là 1,65632. Kịch bản này xét về mặt thống kê được xem là tốt hơn kịch bản 1 nhờ tính ổn định của các chỉ tiêu. Phân tích đầy đủ hơn có thể thấy khả năng thực hiện được cũng cao hơn. Bảng 10: Số liệu chi tiết kết quả giải bài toán theo kịch bản 2 Đơn vị: % t rP ry rY k rL rK dRUL 2005 1,330 6,656 7,986 1,0938 3,1317 4,2256 -1,8017 2006 1,283 6,859 8,142 1,2626 3,0118 4,2745 -1,7293 2007 1,245 7,068 8,313 1,4350 2,8984 4,3334 -1,6536 2008 1,217 7,283 8,500 1,6124 2,7915 4,4039 -1,5746 2009 1,201 7,505 8,706 1,7958 2,6919 4,4878 -1,4911 2010 1,167 7,734 8,901 1,9861 2,5873 4,5735 -1,4199 2011 1,105 7,969 9,074 2,1838 2,4728 4,6566 -1,3677 2012 1,024 8,212 9,236 2,3895 2,3526 4,7422 -1,3289 2013 0,942 8,462 9,404 2,6036 2,2347 4,8383 -1,2929 2014 0,842 8,720 9,562 2,8263 2,1118 4,9381 -1,2697 2015 0,748 8,985 9,734 3,0580 1,9940 5,0521 -1,2457 2016 0,659 9,259 9,918 3,2991 1,8808 5,1799 -1,2219 2017 0,572 9,541 10,113 3,5499 1,7716 5,3215 -1,1992 2018 0,502 9,831 10,334 3,8105 1,6722 5,4828 -1,1699 2019 0,438 10,131 10,568 4,0812 1,5782 5,6594 -1,1405 2020 0,380 10,439 10,820 4,3624 1,4903 5,8527 -1,1099 Một số chỉ tiêu khác có thể tính trên cơ sở kịch mỗi bản như sau: - Tăng trưởng mức sinh: sử dụng kết quả (15.3’) ước lượng tốc độ biến động của số trẻ sinh theo thời gian. Trong ước lượng này nếu giả thiết rằng học vấn của phụ nữ ở tuổi sinh đẻ ổn định ở mức hiện nay (phổ cấp trung học cơ sở) và cơ cấu tuổi của nhóm nữ 19-31 trong nhóm nữ 15- 49 thay đổi không đáng kể thì có thể tính hệ số tăng trưởng của P0(t) theo công thức: 0 0 0P P / P P P / y y r = r rε + ε (32.3) 142 Cầu vốn đầu tư: từ kết quả ước lượng các hàm đầu tư theo GDP có thể ước lượng mức thỏa mãn vốn K với phần đầu tư từ thu nhập quốc dân và đầu tư nước ngoài. Kết quả ước lượng các quan hệ này được trình bày trong chuyên đề “Mô hình và các chỉ tiêu đánh giá sự phù hợp dân số kinh tế” của nghiên cứu sinh. Cầu lao động: sử dụng kết quả (8.3’) có thể ước lượng mức cầu lao động đã điều chỉnh theo sự thay đổi của năng suất lao động. Trong ước lượng này tỷ số giá thực của lao động và vốn có thể coi như thay đổi không đáng kể. Để ước lượng cho các chỉ tiêu này tương đối chính xác đòi hỏi có thông tin về các chính sách và bước đi của chính sách theo từng năm. Nghiên cứu sinh thấy rằng việc sử dụng thêm các kịch bản cho các ước lượng này ít tin cậy, vì vậy các tính toán đã không được thực hiện trong luận án này. 143 KẾT LUẬN 1- Các kết quả chính Phát triển kinh tế- xã hội là vấn đề của mọi cộng đồng trong các thời kỳ lịch sử. Trong sự phát triển nhiều mặt này dân số và kinh tế là hai quá trình gắn kết và tác động qua lại trực tiếp, điều đó đã thúc đẩy việc tìm kiếm các công cụ, phương pháp khác nhau nhằm lý giải, dự báo cho các yếu tố của hai quá trình này. Kết hợp hai quá trình trên trong một hệ thống mô hình đã được nghiên cứu từng bước và có được những kết quả đáng ghi nhận. Hệ thống lại các bước đi của một phương pháp tiếp cận, trên cơ sở đó xây dựng một cách tiếp cận cụ thể hơn đối với quá trình phát triển dân số-kinh tế và thực nghiệm trên số liệu Việt Nam nhằm có được những đóng góp có tính chất tham khảo đối với quá trình ra chính sách là mục đích chính của luận án. Luận án đã hoàn thành được mục tiêu đặt ra và có được những kết quả tóm tắt cùng những kết quả chính như sau: Luận án đã hệ thống lại tương đối đầy đủ quá trình phát triển, hoàn thiện của một trong các quan điểm tiếp cận bằng mô hình toán trong nghiên cứu dân số-kinh tế. Phân tích hệ thống mô hình làm sáng tỏ hơn cách tiếp cận, xu thế hoàn thiện, các kết quả chính của mỗi mô hình đại diện cho một giai đoạn lịch sử. Bằng những đánh giá có tính chất hậu kiểm, luận án đã nêu được tính chất khoa học, những hạn chế có tính lịch sử trong các mô hình. Ngoài ra nghiên cứu sinh cũng đã phát hiện một số kết quả mới từ nghiên cứu, phân tích các mô hình này, trong đó có các kết quả về mặt lý thuyết và thực nghiệm. Nghiên cứu sinh đã tìm được những nội dung, công cụ có thể kế thừa từ các mô hình dân số kinh tế làm cơ sở cho việc phát triển công cụ, xây dựng và thực nghiệm một mô hình trong điều kiện cụ thể Việt Nam, nhằm đáp ứng mục đích nghiên cứu của mình. 144 Với việc tham khảo cơ sở dữ liệu quốc gia, luận án đã mô tả thực trạng của quá trình phát triển dân số, kinh tế - xã hội trong gần một thế kỷ ở Việt Nam. Những nét đặc trưng chính của các thời kỳ đã được thể hiện dưới góc độ của các mô hình thống kê. Các đặc trưng dân số- kinh tế nhận thấy được qua các thời kỳ có thể giải thích được trong các điều kiện lịch sử cụ thể. Nhờ các công cụ thống kê toán và mô hình hóa, luận án đã kiểm chứng các quan hệ có tính qui luật của các quá trình dân số, kinh tế ở Việt Nam trong mỗi giai đoạn. Luận án phân tích vận động dân số-kinh tế kể từ khi Việt Nam thoát khỏi chiến tranh, đặc biệt chú ý đến thời kỳ gần đây, thời kỳ đất nước đổi mới mọi mặt và có những thành tựu vượt bậc về kinh tế-xã hội. Nhờ phân tích số liệu, luận án đã khẳng định được những điều kiện có thể sử dụng các công cụ mô hình hóa toán học trong nghiên cứu quá trình phát triển dân số-kinh tế ở Việt Nam. Chỉ ra được những quan hệ tác động đồng thời giữa hai quá trình dân số và kinh tế làm cơ sở cho việc lựa chọn cách thức, phạm vi thiết lập mô hình, phân tích và dự báo đối với những mặt chính yếu của quá trình dân số-kinh tế ở Việt Nam. Luận án đã đề xuất mô hình lý thuyết nghiên cứu sự phát triển dân số- kinh tế với tư cách một quá trình không tách biệt. Các kỹ thuật phân tích dữ liệu và ước lượng các tham số cũng như các biến công cụ của các mô hình đã được đề xuất và thực hiện. Về mặt kỹ thuật ước lượng, luận án đã vận dụng được cách ước lượng phù hợp để có thể ước lượng, kiểm định đối với các hàm sảm xuất, giá thực tế của các yếu tố sản xuất làm cơ sở cho ước lượng các mô hình đã đề xuất về mặt lý thuyết. Luận án sử dụng một hệ thống phương trình cấu trúc với hai bộ phận: các phương trình mục tiêu và các phương trình dẫn suất, cách làm này đã cho phép giảm nhẹ khối lượng công việc khi ước lượng và cũng góp phần làm tăng tính khả dụng của mô hình. 145 Sử dụng số liệu thời kỳ 1989-2004 luận án đã ước lượng được các phương trình cấu trúc của mô hình đề xuất. Các kết quả ước lượng chấp nhận được về mặt thống kê và từ đó xác nhận được về mặt thống kê với mức ý nghĩa thông thường (5% và 1%) sự tồn tại có tính chất định lượng và đo được của các tác động giữa các yếu tố trong quá trình phát triển dân số-kinh tế Việt Nam thời kỳ 1989-2004. Luận án đã khái quát các tiếp cận theo quan điểm phát triển phù hợp và các ứng dụng của một số tác giả cũng như khả năng vận dụng các tiếp cận này. Trên cơ sở phân tích mục tiêu, cách thức phát triển kinh tế xã hội Việt Nam đã được khẳng định trong các văn kiện của Đảng cộng sản Việt Nam là “ ổn định để phát triển và phát triển trong sự ổn định”, luận án đã mô hình hóa quan điểm này bằng một mô hình riêng, mô hình này đáp ứng được yêu cầu tìm kiếm chiến lược phát triển theo quan điểm trên. Trên cơ sở “Chiến lược phát triển kinh tế – xã hội “ thời kỳ 2000-2020 được Nhà Nước xây dựng và các văn kiện có liên quan, luận án đã lựa chọn được bộ chỉ tiêu tăng trưởng chính cho mô hình đó là: thu nhập trung bình theo đầu người; dân số; GDP; trang bị vốn cho lao động; công ăn việc làm. Vận dụng quan điểm lấy phát triển và ứng dụng khoa học công nghệ làm nền tảng của phát triển đã được Đảng và Nhà nước khẳng định, luân án đã lựa chọn bộ chỉ tiêu tăng trưởng phù hợp và áp dụng cho các phương trình mục tiêu của mình. Với sự hỗ trợ của các phần mềm chuyên dụng (SPSS, Mathematica, Eviews) và bảng tính Excel, luận án đã ước lượng được các phương trình mục tiêu và tìm được nghiệm giải tích của phương trình vi phân quan trọng nhất trong hệ thống các quan hệ được đề nghị khi xây dựng kịch bản với các hệ số tăng trưởng cơ bản. Luận án đã đề xuất cách xác định quĩ đạo (chiến lược) phát triển thể hiện bởi các chỉ tiêu chính và cách đo mức phù hợp của các chiến lược tương ứng 146 với việc tối đa hóa sự ổn định trong điều kiện đảm bảo mục tiêu của phát triển của thời kỳ với điểm xuất phát đã xác định. Thực hiện được các thử nghiệm bằng số theo các kịch bản và đưa ra khả năng lựa chọn có thể cho thời kỳ 2005-2020. Việc tính toán trên cơ sở kết quả lý thuyết dễ dàng thực hiện nhờ các công cụ thông thường. Những kết quả này cho thấy, bằng tiếp cận toán học có thể xây dựng một hệ thống mô hình thể hiện đầy đủ những quan điểm khác nhau về quá trình phát triển phù hợp dân số- kinh tế. Thiết lập bài toán, tìm lời giải từ tập các kịch bản và từ đó trở lại đánh giá sự phù hợp của các chiến lược cụ thể trong quá trình phát triển dân số- kinh tế. Mô hình đối với trường hợp Việt Nam là một minh chứng cụ thể cho tính hiện thực của tiếp cận này. 2- Một số kiến nghị Mô hình chính của luận án xây dựng trên cơ sở nghiên cứu quá trình phát triển của một quốc gia. Nghiên cứu sinh cho rằng có thể sử dụng mô hình này trong cả ngắn hạn và dài hạn với một số giả thiết đã nêu trong chương 3. Các giả thiết này hiện đang có thể chấp nhận được ở Việt Nam. Tuy nhiên, để có thể hoàn thiện và ứng dụng tốt hơn các kết quả của luận án nói riêng và sử dụng được các công cụ mô hình hóa toán học nói chung trong hoạch định chính sách cần có những hoàn thiện nhất định về các vấn đề sau đây: - Cơ sở dữ liệu: cơ sở dữ liệu quốc gia hiện tại có thể nói là không đầy đủ và thiếu tính nhất quán, đặc biệt là dữ liệu quá khứ. Mặc dù đã có bộ “ Số liệu thống kê Việt Nam thế kỷ XX” và được coi là lịch sử Việt nam thế kỷ XX bằng số nhưng các chỉ tiêu thống kê trong các thời kỳ, các miền không đồng nhất về cấu trúc. Việc sử dụng các dữ liệu này để phân tích, dự báo là hết sức khó khăn. Các cơ sở dữ liệu gần nhất không được công bố rộng rãi và cũng thiếu tính nhất quán giữa các nguồn khác nhau mà không có giải thích. Dữ liệu 147 các tỉnh, thành phố cũng trong tình trạng tương tự vì vậy việc thử nghiệm mô hình đối với cấp địa phương không thực hiện được. Phương pháp tiếp cận và ứng dụng: trong những năm gần đây đã có nhiều nghiên cứu ứng dụng các mô hình toán kinh tế và thống kê trong các lĩch vực kinh tế xã hội. Các chương trình nghiên cứu với sự hỗ trợ của các tổ chức quốc tế đã thu nhận được những kết quả nhất định. Việc sử dụng và phổ biến các kết quả này còn hạn chế. Điều đó hạn chế việc hỗ trợ lẫn nhau giữa những người nghiên cứu lý thuyết, nghiên cứu ứng dụng và cơ quan hoạch định chính sách. Cần có những cơ chế cụ thể, hiệu quả để có thể triển khai chủ trương của Đảng và Nhà Nước về sự kết hợp của các nhà khoa học, các nhà quản lý và người sản xuất kinh doanh. Cần mạnh dạn hơn nữa trong việc ứng dụng các kết quả nghiên cứu trên cơ sở giám định đầy đủ tính chất khoa học và thực tiễn của các kết quả này. Sử dụng kết quả luận án: kết quả nhận được từ phân tích kịch bản mà luận án đạt được cũng minh chứng quan điểm phát triển ổn định là hiện thực và có thể lựa chọn cụ thể trên cơ sở đánh giá độ ổn định kinh tế-xã hội nhờ một đặc trưng toán học của chiến lược. Mặc dù biến điều khiển được chọn không nhiều, quan điểm phát triển được mô tả đơn giản, luận án cũng hàm ý rằng có thể mô hình hóa có tính định lượng các quan điểm này và từ đó tạo ra các lựa chọn so sánh được. Có thể xem đó là một cách tiếp cận khả thi cung cấp thông tin tốt cho cơ quan hoạch định chính sách. Ngoài ra, với cách tiếp cận mà một số tác giả đã nêu trong mô hình phát triển ổn định có thể sử dụng tiếp cận luận án đề xuất cho cấp tỉnh, thành phố với việc chọn một địa phương làm cộng đồng chuẩn hay tạo một cộng đồng chuẩn giả định. Kết quả có thể nhận được gợi ý những chiến lược riêng cho các tỉnh, thành phố với điều kiện tuân thủ chiến lược chung của quốc gia. - Về một vài gợi ý chính sách: mặc dù quá trình dân số-kinh tế Việt nam trong những năm qua đã đạt được những thành quả nhất định nhưng các tác 148 động dân số-kinh tế có tính trễ khác nhau. Để tạo khả năng thực hiện mục tiêu kinh tế -xã hội đã nêu đến năm 2020 cần tiếp tục tăng cường vận động dân số kế hoạch hóa gia đình, kết hợp với đẩy mạnh ứng dụng khoa học công nghệ, đảm bảo mức tăng thu nhập bình quân theo đầu người phù hợp để có được sự ổn định cao nhất có thể trong suốt thời kỳ. Điều đó có thể góp phần tránh được những đột biến hay xu thế biến động không có lợi cho quá trình phát triển cộng đồng. 3- Một số hạn chế và khả năng nghiên cứu tiếp theo Như đã trình bày trong các chương, hầu hết các mô hình, các phân tích và dự báo đều đòi hỏi các giả thiết và nguồn dữ liệu tương ứng. Thực tế các phân tích, xây dựng mô hình đã phải dùng các giả thiết để bỏ qua sự biến động của một vài yếu tố có liên quan vì không có dữ liệu hoặc việc xử lý dữ liệu quá phức tạp. Những kết quả nhận được trong điều kiện như vậy không thể tránh khỏi những thiếu sót, thậm chí là những kết luận không đủ sức thuyết phục hay sai lệch. Mặc dù vậy, có thể mở rộng các giả thiết của các mô hình khi có được cơ sở dữ liệu có tính hệ thống và thống nhất. Việc áp dụng mô hình cho các cấp tỉnh thành, cấp vùng là có thể với điều kiện phân tích đặc điểm riêng của các cấp và có những hiệu chỉnh, bổ sung cần thiết. Với những nội dung đã thực hiện, tác giả luận án mong muốn góp sức lực của mình với kỳ vọng góp một phần nhỏ vào việc xây dựng một hệ thống lý thuyết và ứng dụng phương pháp toán trong nghiên cứu kinh tế xã hội mà cụ thể là nghiên cứu quá trình phát triển dân số- kinh tế ở Việt nam. Một lần nữa tác giả xin chân thành cảm ơn những người đi trước đã tạo ra những nền tảng khoa học cho cách tiếp cận mô hình hóa toán học đối với quá trình dân số- kinh tế, cảm ơn sự quan tâm hướng dẫn và giúp đỡ của các thầy hướng dẫn khoa học, các đồng nghiệp trong suốt quá trình nghiên cứu của mình. 149 CÁC CÔNG TRÌNH KHOA HỌC CÓ LIÊN QUAN 1- Ngô Văn Thứ (2000), "Một phân tích tối ưu dựa trên mô hình kinh tế Solow", Tạp chí kinh tế phát triển, (37), tr. 50-53. 2- Ngô Văn Thứ (2000), "Cơ cấu dân số Việt nam đầu thế kỷ 21", Tạp chí Lao động xã hội, (141), tr. 26-29. 3- Ngô Văn Thứ - Nguyễn Quang Dong(2000), "Phân tích tiếp theo điều tra thực trạng việc làm của sinh viên tốt nghiệp", Báo cáo tại hội thảo khoa học các trường đại học phía Nam – Dự án giáo dục đại học, tháng 5- 2000. 4- Ngô Văn Thứ - Nguyễn Quang Dong(2001),"Mô hình tăng trưởng kinh tế Hà nội giai đoạn 2001- 2005", Tạp chí kinh tế phát triển, (số chuyên đề), tr.5-7. 5- Thành viên đề tài độc lập cấp Nhà nước(2001), "Cơ sở xác định tiền lương tối thiểu", Đại học kinh tế quốc dân, 2000-2001. 6- Thành viên đề tài cấp Bộ(2003), Điều tra thực trạng lao động nghỉ việc theo Nghị định 41/CP, Bộ tài chính-Ngân hàng thế giới - Đại học kinh tế quốc dân. Nghiệm thu tháng 11/2003. 7- Ngô Văn Thứ (2003), "Mô hình đánh giá khả năng tìm việc của lao động dôi dư ", Tạp chí Kinh tế phát triển, (86), tr. 52-55. 8- Thành viên đề tài cấp Bộ (2004), Điều tra thực trạng việc làm của lao động nông nghiệp vùng chuyển đổi mục đích sử dụng đất nông nghiệp, Bộ lao động-TB&XH- Đại học kinh tế quốc dân. Nghiệm thu tháng 12/2004. 9- Ngô Văn Thứ (2005), "Báo cáo kết quả điều tra Doanh nghiệp cổ phần hóa có nhận trợ cấp từ NĐ41/CP", Hội thảo quốc gia, Đề tài cấp bộ: Điều tra thực trạng lao động nghỉ việc theo Nghị định 41/CP và Doanh nghiệp cổ phần hóa có nhận trợ cấp từ NĐ41/CP, Bộ tài chính-Ngân hàng thế giới - Đại học kinh tế quốc dân, Nghiệm thu tháng11/2005. 150 10- Ngô Văn Thứ (2005), " Mô hình đánh giá lợi ích của người lao động, doanh nghiệp và Nhà nước", Đề tài cấp bộ: Nghiên cứu cơ sở khoa học và thực tiễn phân phối thu nhập của các doanh nghiệp công nghiệp thuộc các loại hình kinh tế trong quá trình công nghiệp hoá, hiện đại hoá ở Việt nam, Đại học kinh tế quốc dân – Bộ LĐ-TB&XH, Nghiệm thu tháng 12/2005. 11- Ngô Văn Thứ (2006)," Mô hình đánh giá tác động của thu nhập và học vấn đến tỷ lệ sinh của phụ nữ Việt nam năm 2003", Tạp chí Kinh tế và phát triển, (109), tr. 45-47, 53. 151 TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt 1. Bộ kế hoạch -đầu tư (2004), Chiến lược phát triển kinh tế xã hội 2000-2020, Trang Web Bộ kế hoạch -đầu tư. 2. Nguyễn Đình Cử (1997), Giáo trình dân số và phát triển, NXB Nông nghiệp, Hà nội. 3. Nguyễn Quang Dong (2003), Giáo trình kinh tế lượng, NXB KH&KT Hà nội. 4. Nguyễn Quang Dong (2004), Giáo trình kinh tế lượng nâng cao, NXB KH&KT Hà nội. 5. Nguyễn Quang Dong, Ngô Văn Thứ, Hoàng Đình Tuấn (2001), Mô hình toán kinh tế, NXB giáo dục Hà nội. 6. Nguyễn Khắc Minh (2002), Các phương pháp phân tích &dự báo trong kinh tế, NXB KH&KT Hà nội. 7. Nguyễn Khác Minh (2005), Ảnh hưởng của tiến bộ công nghệ đến tăng trưởng kinh tế, NXB KH&KT Hà nội. 8. N. Gregory Mankiw (2000), Kinh tế Vĩ mô. NXB Thống kê. 9. N. Gregory Mankiw (2003), Nguyên lý kinh tế học, NXB Thống kê. 10. Dương Thanh Mai, Ngô văn Thứ (2002), Kinh tế lượng phân tích và ứng dụng, NXB Thống kê. 11. E.Wayne Nafziger (1998), Kinh tế học của các nước đang phát triển, NXB Thống kê. 12. Georges Tapinos (1996), Những khái niệm cơ sở của nhân khẩu học, Nguời dịch Lê Văn Phong. Dự án VIE/92/P04. Hà nội 1996. 13. Vũ Thiếu (2000), Giáo trình qui hoạch động, ĐHKTQD. 14. Ngô Văn Thứ (2005), Thống kê thực hành, NXB KH&KT Hà nội. 15. Ngô Văn Thứ (2005), Mô hình toán ứng dụng, NXB KH&KT Hà nội. 152 16. Tổng cục thống kê (2004), Thực trạng doanh nghiệp qua kết quả điều tra năm 2001,2002,2003, NXB Thống kê. 17. Tổng cục thống kê (1999), Báo cáo kết quả dự báo dân số Việt Nam 1994- 2024, Dự án VIE/97/P14, 5/1999. 18. Tổng cục thống kê (2004), Số liệu công bố từ Điều tra mức sống dân cư 1992-1998-2002-2004. 19. Tổng cục thống kê (2004), Thực trạng doanh nghiệp qua kết quả điều tra năm 2001, 2002, 2003, Nhà xuất bản Thống kê. 20. Tổng cục thống kê (2004), Số liệu thống kê Việt Nam thế kỷ XX, NXB Thống kê. 21. Hoàng Đình Tuấn (2003), Lý thuyết mô hình Toán kinh tế, NXB KH&KT Hà nội. 22. UNDP Hà nội (2001), Mức sống trong thời kỳ kinh tế bùng nổ, NXB Thống kê. Tiếng Anh 23. Allen Webster(1992), Applied Statistics for Business and Economics, IRWIN. 24. Diamond, P.A(1965), National debt in a neo-classical growth, American Economic Review, pp. 55, 510-515. 25. David Andolfatto and Martin Gervais, (2006), "Human capital investment and debt constraints", Review of Economic Dynamics, ( 9), pp. 52-67 26. Burmeister, E(1980), Capitat Theory and Dunamics, Cambridge University Press. 27. Stienmann.G (1984), A model of the history of demographic-economic growt, Economic consequences of population change in industrialized countries, Studies in Contemporary Economics 153 28. Boulding, K(1955), The malthusian model as a general system, Social and Economic Studies, sept. 29. Benhabib, Jess & Spiegel, Mark M (1994), "The role of human capital in economic development evidence from aggregate cross-country data," Journal of Monetary Economics, Elsevier, vol. 34(2), pages 143-173, October. 30. Ros, Jaime(2000), Development theory and the economics of growth, University of Michigan Press. 31. Solow, R. M.(1956), A contribution to the theory of economic growth, Quarterly Journal of economics, pp.70. 32. Solow, Robert M.(2000), Growth theory: an exposition (2nd edition), Oxford University Press, Oxford. 33. Morris, Bruce R.(1967), Economic Growth and Development, New York: Pitman Pub, Corp. 34. Gylfason, Thorvaldur(1999), Principles of Economic Growth, Oxford University Press, Oxford. Tiếng Pháp 35. Sauvy, A (1963), Theorie generale de la population, 3e edition, 2 Vol., PUF, Paris. 36. Annales d’economie et de satatistiqe, January/June 1996, 41/42, Paris. 37. Olivier Bruno, Cuong Le Van, Benoit Masquin (2005): " When Does a Developing Country Use New Technology? ", Cahiers de la MSE, Maison des Sciences Economiques, Universite Paris Pantheon- Sorbonne, b05093. 38. Daniel Courgeau (1988), Methodes de mesure la mobilite spatiale. L’institut national d’etudes demographiques, Paris. 154 37. Blanchet, D.(1985), "Croissances economique et demographique dans les pays en develppement:independence ou interdependance?", Population, 29- 46. 38. Thomas Robert Malthus (1798): Essai sur le principe de population, Londres 1798. Traduction par Eric Vilquin, Institut national d’etudes demographiques 1980. 39. Institut national d’etudes demographiques (1994), La dynamique des population, Travaux et Documents, Paris. 40. Institut national d’etudes demographiques (1991), Modelisation demo- economique, Travaux et Documents, Paris. 155 PHỤ LỤC Phụ lục 1: Thống kê và Dự báo dân số Việt nam 1950 – 2010 Đơn vị: người năm Dân số năm Dân số năm Dân số năm Dân số 1950 25348144 1975 48075207 2000 79060410 2025 99977731 1951 25793577 1976 49273016 2001 79999453 2026 100606876 1952 26246839 1977 50533506 2002 80908147 2027 101204535 1953 26724094 1978 51662728 2003 81790803 2028 101770388 1954 27210027 1979 52668447 2004 82662800 2029 102302704 1955 27738063 1987 62826491 2005 83535576 2030 102801749 1956 28327287 1980 53715202 2006 84402966 2031 103268855 1957 28998543 1981 54902677 2007 85262356 2032 103708268 1958 29775192 1982 56142181 2008 86116559 2033 104121872 1959 30682902 1983 57436347 2009 86967524 2034 104509955 1960 31656282 1988 64211347 2010 87814053 2035 104873116 1961 32701357 1989 65868481 2011 88662390 2036 105212133 1962 33796140 1984 58762040 2012 89519773 2037 105529896 1963 34932464 1985 60093068 2013 90384333 2038 105827763 1964 36099052 1986 61439826 2014 91253188 2039 106105574 1965 37258369 1990 67282704 2015 92123061 2040 106362975 1966 38378468 1991 68639527 2016 92990102 2041 106599703 1967 39463910 1992 69940728 2017 93851958 2042 106817078 1968 40511528 1994 72538927 2018 94701985 2043 107014958 1969 41542068 1995 73772337 2019 95532763 2044 107192049 1970 42576676 1993 71243961 2020 96340682 2045 107347284 1971 43614366 1996 74941175 2021 97123685 2046 107479750 1972 44655014 1997 76048996 2022 97883131 2047 107589537 1973 45736496 1998 77092383 2023 98615022 2048 107675806 1974 46902295 1999 78089676 2024 99313774 2049 107737160 2050 107772641 Nguồn: Cơ quan dự báo dân số Liên hiệp quốc. Số liệu 2005-2050 là số liệu dự báo. 156 Phụ lục 2: Thống kê dân số, thu nhập và giáo dục đào tạo a- Thống kê dân số, thu nhập và giáo dục đào tạo Miền Bắc Dân số Thu nhập bình quân đầu người Học sinh phổ thông Năm Số lượng Tỷ lệ tăng Giá trị Tỷ lệ tăng Số lượng tr.đó TPTH Đại hoc- Cao đẳng TH và CNKT 1955 13574 716.1 5.8 1956 14042 3.45% 952.7 9.6 1200 2800 1957 14526 3.45% 1008.3 13.8 3200 7900 1958 15028 3.46% 1118 15.5 3700 8300 1959 15546 3.45% 11.71 1522.3 20.9 5500 7900 1960 16100 3.56% 10.65 -9.05% 1899.6 26.1 8100 18059 1961 16353 1.57% 11.5 7.98% 2281.9 38.1 16690 30677 1962 16875 3.19% 12.04 4.70% 2571 51.6 21335 56615 1963 17399 3.11% 12.58 4.49% 2599.7 61.5 25707 69569 1964 17914 2.96% 13.18 4.77% 2673.9 68 27853 57794 1965 18271 1.99% 13.04 -1.06% 2934.9 78.6 29337 42600 1966 18598 1.79% 13.54 3.83% 3325.8 103.3 34208 60018 1967 18974 2.02% 15.27 12.78% 3703.8 124.5 48402 101880 1968 19348 1.97% 14.86 -2.69% 4100 141.5 58159 118496 1969 19856 2.63% 14.74 -0.81% 4359.7 153.1 71383 138371 1970 20558 3.54% 15.69 6.45% 4568.7 162.3 75670 124754 1971 21154 2.90% 15.6 -0.57% 4585.6 180.1 69902 85826 1972 21482 1.55% 16.69 6.99% 4680.5 198.5 61978 74281 1973 21634 0.71% 17.01 1.92% 4965.1 254.3 53760 57612 1974 22700 4.93% 18.68 9.82% 5151.5 288.7 54150 61375 1975 23347 2.85% 18.6 -0.43% 5308.4 303.3 55476 69813 Nguồn: Số liệu thống kê Việt Nam thế kỷ XX 157 b- Thống kê dân số, thu nhập và giáo dục đào tạo Miền Nam 1958-1974 Dân số Thu nhập bình quân đầu người H. sinh phổ thông Năm Số lượng Tỷ lệ tăng Giá trị Tỷ lệ tăng Số lượng tr.đó TPTH Đại hoc- Cao đẳng TH và CNKT 1958 13053.2 702.3 2.8 565 2777 1959 12934.3 -0.91 997.3 15.3 6396 1531 1960 13789.3 6.61 1210.3 20.2 7994 3855 1961 14071.9 2.05 166.1 1376 25.6 10350 4037 1962 14196 0.88 166.6 0.30 1481.6 39.8 12798 4521 1963 14275.3 0.56 179.5 7.77 1524.8 44.8 16554 4968 1964 14153.8 -0.85 187.1 4.58 1647 54.1 18652 6302 1965 14314.8 1.14 208.1 12.64 1789.3 62.7 21742 7125 1966 15023.9 4.95 258.7 30.46 1823.9 64.7 24729 7723 1967 15112.1 0.59 250.8 -4.76 2032.8 73.4 30072 8147 1968 16067.2 6.32 262.7 7.16 2216.9 87.2 34127 8615 1969 16259.4 1.20 282 11.62 2518.1 103.4 36586 10487 1970 16543.1 1.74 390.1 65.08 2640 118 36852 10403 1971 17333.4 4.78 548.5 95.36 3012.8 132.2 47861 15328 1972 18712.9 7.96 648.3 60.08 3429.2 152.2 58457 22752 1973 19212.9 2.67 168.2 -289.04 3662.2 94.3 71567 22873 1974 21880 13.88 164.5 -2.23 4195.3 201.2 91187 33043 Nguồn: Số liệu thống kê Việt Nam thế kỷ XX 158 Phụ lục 3: Các kết quả ước lượng mô hình (chương 2) 1- Mô hình Var: quan hệ tăng trưởng dân số và GDP/dân số Vector Autoregression Estimates Sample(adjusted): 1991 2004 t-statistics in [ ] P GDP_P P(-1) 1.019953 0.000173 [ 3.68438] [ 0.62166] P(-2) -0.094000 -0.000149 [-0.35753] [-0.56496] GDP_P(-1) 855.3433 1.426743 [ 2.74311] [ 4.55042] GDP_P(-2) -424.7924 -0.557680 [-1.64601] [-2.14904] C 5132.897 -1.440404 [ 3.11470] [-0.86924] R-squared 0.999963 0.998454 Adj. R-squared 0.999947 0.997767 F-statistic 61092.23 1453.318 Log Likelihood (d.f. adjusted) -42.26085 Akaike Information Criteria 7.465835 Schwarz Criteria 7.922305 2- Ước lượng xu thế thời gian thất nghiệp thành thị: Coefficientsa 5.750 .189 30.412 .000 .372 .098 2.713 3.804 .007 -.0448 .010 -3.059 -4.289 .004 (Constant) TIME TIME2 Model 1 B Std. Error Unstandardized Coefficients Beta Standardized Coefficients t Sig. Dependent Variable: Tû lÖ thÊt nghiÖp thành thÞa. 159 ANOVAb 1.147 2 .574 9.922 .009a .405 7 5.782E-02 1.552 9 Regression Residual Total Model 1 Sum of Squares df Mean Square F Sig. Predictors: (Constant), TIME2, TIMEa. Dependent Variable: Tû lÖ thÊt nghiÖp thành thÞb. Phương trình 2 ANOVAb 11.112 1 11.112 14.069 .006a 6.318 8 .790 17.431 9 Regression Residual Total Mod el 1 Sum of Squares df Mean Square F Sig. Predictors: (Constant), Tû lÖ thÊt nghiÖp ë thành thÞa. Dependent Variable: Tû lÖ t¨ng TNBQ ®Çu ng−êib. Coefficientsa 22.213 4.393 5.057 .001 -2.676 .713 -.798 -3.751 .006 (Constant) Tû lÖ thÊt nghiÖp thành thÞ B Std. Error Unstandardized Coefficients Beta Standardized Coefficients t Sig. Dependent Variable: Tû lÖ t¨ng TNBQ ®Çu ng−êia. 2- Kết quả ước lượng hàm Cobb-Douglas ANOVAe,f 152934.1 3 50978.049 59932.432 .000d 1388.166 1632 .851 154322.3b 1635 Regression Residual Total 3 Sum of Squares df Mean Square F Sig. This total sum of squares is not corrected for the constant because the constant is zero for regression through the origin. b. Predictors: LNTSLD, logarit co so e cua lao dong, LNTSCDd. Dependent Variable: LNGOe. Linear Regression through the Originf. 160 Coefficientsa,b 1.104 .003 .995 408.144 .000 1.000 1.000 .966 .014 .871 69.103 .000 .035 28.341 .249 .025 .127 10.056 .000 .035 28.341 .875 .022 .789 39.461 .000 .014 72.485 .216 .025 .110 8.522 .000 .033 30.191 .113 .022 .099 5.252 .000 .015 64.744 LNTSLD LNTSLD logarit co so e cua lao dong LNTSLD logarit co so e cua lao dong LNTSCD Model 1 2 3 B Std. Error Unstandardized Coefficients Beta Standardi zed Coefficien ts t Sig. Tolerance VIF Collinearity Statistics Dependent Variable: LNGOa. Linear Regression through the Originb. 3- Kết quả ước lượng hàm tuyến tính Coefficientsa,b 2.184 .028 .889 78.405 .000 1.000 1.000 2.058 .032 .837 63.368 .000 .713 1.402 41.826 5.761 .096 7.260 .000 .713 1.402 1.932 .038 .786 51.494 .000 .521 1.918 40.535 5.694 .093 7.119 .000 .712 1.404 .125 .019 .089 6.489 .000 .645 1.549 TSLD vµ ®Çu t− ng¾n h¹n TSLD vµ ®Çu t− ng¾n h¹n Lao ®éng TSLD vµ ®Çu t− ng¾n h¹n Lao ®éng TSC§ vµ ®Çu t− dµi h¹n Model 1 2 3 B Std. Error Unstandardized Coefficients Beta Standardized Coefficients t Sig. Tolerance VIF Collinearity Statistics Dependent Variable: Gi¸ trÞ s¶n xu©t =CPSX+Tonkho+Thue+Loinhuana. Linear Regression through the Originb. ANOVAe,f 1.211E+14 3 4.037E+13 2199.195 .000d 2.996E+13 1632 1.836E+10 1.511E+14b 1635 Regression Residual Total Model 3 Sum of Squares df Mean Square F Sig. This total sum of squares is not corrected for the constant because the constant is zero for regression through the origin. b. Predictors: TSLD vµ ®Çu t− ng¾n h¹n , Lao ®éng, TSC§ vµ ®Çu t− dµi h¹nd. Dependent Variable: Gi¸ trÞ s¶n xu©t =CPSX+Tonkho+Thue+Loinhuane. Linear Regression through the Originf. 161 4- Phân tích tương quan riêng (5.2) chương 2 Zero Order Partials D_LD GO LD VON D_LD 1.0000 -.1774 -.0795 -.1499 P= . P= .000 P= .001 P= .000 GO -.1774 1.0000 .4773 .7543 P= .000 P= . P= .000 P= .000 LD -.0795 .4773 1.0000 .3908 P= .001 P= .000 P= . P= .000 VON -.1499 .7543 .3908 1.0000 P= .000 P= .000 P= .000 P= . Controlling for.. VON D_LD GO LD D_LD 1.0000 -.0991 -.0230 P= . P= .000 P= .353 GO -.0991 1.0000 .3019 P= .000 P= . P= .000 LD -.0230 .3019 1.0000 P= .353 P= .000 P= . Với LD: lao động; GO: Giá trị sản xuất; D_LD =LD/GO; VON: Vốn 162 Phụ lục 4: Các kết quả ước lượng mô hình của chương 3 1- Kết quả ước lượng phương trình (3.3) và kiểm định giả thiết hiệu quả sản xuất không đổi theo qui mô từ hàm CES. Dependent Variable: LOG(Y) Method: Least Squares Sample: 1989:1 2004:4 Included observations: 64 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(K) 0.342584 0.020020 17.11246 0.0000 LOG(L) 0.773990 0.158861 4.872114 0.0000 LOG(L/K)^2 0.167021 0.022240 7.509853 0.0000 C 0.565827 1.257234 0.450057 0.6543 R-squared 0.996698 Mean dependent var 10.88623 Adjusted R-squared 0.996533 S.D. dependent var 0.335859 S.E. of regression 0.019775 Akaike info criterion -4.948324 Sum squared resid 0.023463 Schwarz criterion -4.813394 Log likelihood 162.3464 F-statistic 6037.547 Durbin-Watson stat 1.115166 Prob(F-statistic) 0.000000 Wald Test: Equation: EQ01 Null Hypothesis: C(1)+C(2)=1 F-statistic 0.689739 Probability 0.409546 Chi-square 0.689739 Probability 0.406253 2- Kết quả ước lượng phương trình (3.5)-(3.6) Dependent Variable: LOG(Y/L) Method: Least Squares Sample: 1989:1 2004:4 Included observations: 64 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(K/L) 0.167572 0.017936 9.342629 0.0000 @TREND 0.007982 0.000488 16.35374 0.0000 C 1.507615 0.009001 167.4990 0.0000 R-squared 0.994247 Mean dependent var 1.824977 Adjusted R-squared 0.994059 S.D. dependent var 0.232490 S.E. of regression 0.017921 Akaike info criterion -5.159992 Sum squared resid 0.019590 Schwarz criterion -5.058795 Log likelihood 168.1198 F-statistic 5271.208 Durbin-Watson stat 0.066089 Prob(F-statistic) 0.000000 Với giả thiết đã kiểm định ở mô hình trên kết quả (3.5) suy ra kết quả 3.6 và ngược lại. 163 3- Kết quả tính mK, wL (1989-2004) Năm Quí mK wL Năm Quí mK wL 1989 1 1.091 3.492 1997 1 0.612 5.332 2 1.104 3.518 2 0.607 5.393 3 1.114 3.545 3 0.601 5.456 4 1.122 3.574 4 0.594 5.521 1990 1 1.129 3.604 1998 1 0.577 5.606 2 1.134 3.635 2 0.574 5.667 3 1.137 3.668 3 0.574 5.722 4 1.139 3.703 4 0.576 5.773 1991 1 1.163 3.723 1999 1 0.595 5.79 2 1.151 3.766 2 0.598 5.841 3 1.129 3.817 3 0.598 5.897 4 1.099 3.875 4 0.595 5.959 1992 1 1.07 3.933 2000 1 0.585 6.037 2 1.025 4.006 2 0.58 6.105 3 0.975 4.085 3 0.576 6.174 4 0.923 4.17 4 0.571 6.244 1993 1 0.842 4.289 2001 1 0.565 6.316 2 0.804 4.371 2 0.561 6.386 3 0.774 4.447 3 0.558 6.455 4 0.751 4.518 4 0.555 6.524 1994 1 0.737 4.578 2002 1 0.555 6.587 2 0.72 4.643 2 0.553 6.657 3 0.706 4.707 3 0.549 6.729 4 0.694 4.769 4 0.546 6.803 1995 1 0.688 4.823 2003 1 0.542 6.879 2 0.677 4.886 2 0.537 6.957 3 0.665 4.95 3 0.533 7.036 4 0.654 5.016 4 0.528 7.116 1996 1 0.635 5.093 2004 1 0.523 7.198 2 0.626 5.158 2 0.518 7.281 3 0.618 5.221 3 0.513 7.366 4 0.611 5.283 4 0.508 7.452 4- Kết quả ước lượng (3.1’) và (3.10) System: HE3_3 Estimation Method: Least Squares 164 Sample: 1989:4 2004:4 Included observations: 61 Total system (balanced) observations 122 Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C(2) 0.193255 0.014558 13.27441 0.0000 C(3) 0.100743 0.014727 6.840537 0.0000 C(4) -0.059615 0.000768 -77.67144 0.0000 C(5) 0.007591 0.000610 12.44755 0.0000 C(7) -0.052412 0.010952 -4.785793 0.0000 C(8) -0.192101 0.001190 -161.3725 0.0000 C(9) 0.003790 0.000293 12.91434 0.0000 Determinant residual covariance 6.95E-09 Equation: LOG(GDP/DS) = C(2)*LOG(K/L)+C(3)*LOG(K/L)^2 +C(4) *LOG(DS)+C(5)*@TREND Observations: 61 R-squared 0.998832 Mean dependent var -0.291358 Adjusted R-squared 0.998771 S.D. dependent var 0.252098 S.E. of regression 0.010883 Sum squared resid 0.006869 Durbin-Watson stat 1.062340 Equation: LOG(L/DS) =C(7)*LOG(WL/WK)+C(8)*LOG(DS)+C(9) *@TREND Observations: 61 R-squared 0.891028 Mean dependent var -2.134026 Adjusted R-squared 0.887271 S.D. dependent var 0.032414 S.E. of regression 0.010883 Sum squared resid 0.006869 Durbin-Watson stat 1.062340 5- Ước lượng hàm chết theo tuổi Dependent variable.. CPD Method.. LGSTIC 165 R Square .97924 F = 5141.12908 Signif F =.0000 -------------------- Variables in the Equation -------------------- Variable B SE B Beta T Sig T AGE03 .943736 .000762 .371738 1238.193 .0000 (Constant) 1.195746 .062026 19.278 .0000 6- Số liệu tỷ suất sinh 2003 (Đơn vị: 0/00) Tuổi phụ nữ Tỷ suất sinh Tuổi phụ nữ Tỷ suất sinh 15 0.780478 33 74.21904 16 2.928734 34 62.87567 17 9.252834 35 54.85893 18 26.57598 36 43.77275 19 50.91497 37 37.57201 20 78.10107 38 32.9757 21 99.51171 39 23.79137 22 117.1678 40 21.86785 23 129.1824 41 12.63192 24 138.926 42 10.11192 25 147.2821 43 8.608868 26 139.9568 44 5.533328 27 124.7255 45 4.053578 28 125.8354 46 1.937269 29 119.7015 47 2.023429 30 99.45064 48 2.078522 31 91.64341 49 1.025247 32 82.75862 166 7- Kết quả ước lượng tỷ suất sinh theo tuổi Dependent variable.. Rb15_49 Method.. CUBIC Multiple R .97195 R Square .94469 F = 176.50670 Signif F = .0000 -------------------- Variables in the Equation -------------------- Variable B SE B Beta T Sig T tuoi .119989 .007699 24.300492 15.586 .0000 tuoi **2 -.003680 .000252 -48.173123 -14.601 .0000 tuoi **3 .0000347 .0000026 23.719561 13.294 .0000 (Constant) -1.118278 .073820 -15.149 .0000 Nguồn: Điều tra biến động dân số 2001-2004. Tổng cục thống kê 8- Mô hình hồi qui xác suất di cư theo tuổi Classification Table(a) quan sát ước lượng Có chuyển đến từ 1/2/2003 Percentage Correct Co Khong Có chuyển Co 0 23010 .0 đến Khong 0 1616846 100.0 Overall Percentage 98.6 Variables in the Equation B S.E. Wald df Sig. Exp(B) RAGE .013 .000 1202.7 1 .000 1.013 P3 -.354 .014 685.62 1 .000 .702 Constant 4.458 .024 34980. 1 .000 86.321 a Variable(s) entered on step 1: RAGE, P3. 167 8- Kiểm định tỷ suất sinh thuần nhất theo tỉnh và biểu đồ. Tuoi 49.00 47.00 45.00 43.00 41.00 39.00 37.00 35.00 33.00 31.00 29.00 27.00 25.00 23.00 21.00 19.00 17.00 15.00 Va lu e .06 .05 .04 .03 .02 .01 0.00 v807 v809 v811 v813 v815 v816 v817 v819 v821 v823 Test Statisticsa 35 20.388 63 1.000 N Chi-Square df Asymp. Sig. Friedman Testa. 168 9- Kết quả phân tích phương sai theo vùng, địa phương: + Theo vùng 8 kinh tế ANOVA P12-Tr×nh ®é häc vÊn cao nhÊt 64682.5 7 9240.36 6781.71 .000 631904 463769 1.363 696587 463776 Between Groups Within Groups Total Sum of Squares df Mean Square F Sig. + Theo 64 tỉnh, thành phố: ANOVA P12-Tr×nh ®é häc vÊn cao nhÊt 90184.6 63 1431.50 1094.66 .000 606402 463713 1.308 696587 463776 Between Groups Within Groups Total Sum of Squares df Mean Square F Sig. 10- Kết quả ước lượng mô mô hình mức sinh Phương trình 1 Coefficientsa .321 .691 .465 .644 -.245 .060 -.189 -4.060 .000 6.5E-02 .036 .116 1.802 .077 .835 .046 .855 18.014 .000 .913 .096 .608 9.546 .000 (Constant) LHVAN LTN LRNU1 LNU Model 1 B Std. Error Unstandardized Coefficients Beta Standardized Coefficients t Sig. Dependent Variable: LSINHa. 169 ANOVAb 1.473 4 .368 117.554 .000a .175 563.132E-03 1.648 60 Regression Residual Total Model 1 Sum of Squares df Mean Square F Sig. Predictors: (Constant), LNU, LHVAN, LRNU1, LTNa. Dependent Variable: LSINHb. Model Summary .945a .894 .886 5.596E-02 Model 1 R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Predictors: (Constant), LNU, LHVAN, LRNU1, LTNa. Phương trình 2: Coefficientsa 6.003 .668 8.990 .000 -.656 .211 -.375 -3.107 .003 (Constant) LRNU1 Model 1 B Std. Error Unstandardized Coefficients Beta Standardi zed Coefficien ts t Sig. Dependent Variable: LTNa. ANOVAb .744 1 .744 9.654 .003a 4.548 59 7.708E-02 5.292 60 Regression Residual Total Model 1 Sum of Squares df Mean Square F Sig. Predictors: (Constant), LRNU1a. Dependent Variable: LTNb. 170 11- Ước lượng hàm năng suất lao động Regression Statistics Multiple R 0.94928 R Square 0.901133 ANOVA df SS MS F Sign F Regression 1 10.1328 10.1328127.60422.02E-08 Residual 14 1.1117130.079408 Total 15 11.24452 CoefficientsStandard Error t Stat P-value Intercept 0.198303 0.1477741.3419340.200977 nam 0.172634 0.015282 11.29622.02E-08 12- Uớc lượng cầu lao động Dependent Variable: LOG(L) Method: Least Squares Sample: 1989:1 2004:4 Included observations: 64 Variable Coefficien t Std. Error t-Statistic Prob. LOG(Y) 0.424423 0.023495 18.06423 0.0000 LOG(wL/mK) -0.078000 0.015575 -5.008178 0.0000 C 4.596604 0.225414 20.39186 0.0000 R-squared 0.985957 Mean dependent var 9.06125 Adj R-squared 0.985497 S.D. dependent var 0.10488 S.E. of regression 0.012631 Akaike info criterion -5.8595 Sum squared resid 0.009732 Schwarz criterion -5.7583 Log likelihood 190.5065 F-statistic 2141.41 Durbin-Watson stat 1.064609 Prob(F-statistic) 0.00000