Đóng góp của năng suất nhân tố tổng hợp trong tăng trưởng kinh tế của tỉnh Thái Bình

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:4

Thêm vào BST

Báo xấu

4
lượt xem 3
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết Đóng góp của năng suất nhân tố tổng hợp trong tăng trưởng kinh tế của tỉnh Thái Bình được nghiên cứu nhằm ước lượng tốc độ tăng trưởng TFP và tỷ trọng đóng góp của TFP trong tăng trưởng kinh tế của tỉnh Thái Bình.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Đóng góp của năng suất nhân tố tổng hợp trong tăng trưởng kinh tế của tỉnh Thái Bình

QUẢN LÝ KINH TẾ ĐÓNG GÓP CỦA NĂNG SUẤT NHÂN TỐ TỔNG HỢP TRONG TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ CỦA TỈNH THÁI BÌNH Lê Thị Thuý* ABSTRACT This study aims to analyze contribution of TFP to economic growth of Thai Binh provine by using the production function approach, based on time series data in the period from 2005 to 2020. The results revealed that coefficients of labor and capital stock from the production function analysis were 0.436 and 0.546, respectively. On average, the annual growth of TFP was 2.83%. the contributions of TFP to economic growth was 0.76% during the study period, in which TFP has a negative growth and contribution from 2011 to 2015. Keywords: Tourism, psychology in tourism, smart travel Received: 15/09/2022; Accepted: 15/10/2022; Published: 02/11/2022 1. Đặt vấn đề tăng trưởng kinh tế, tạo bước đi bền vững cho tăng Tăng trưởng kinh tế chỉ dựa vào tài nguyên thiên trưởng kinh tế trong dài hạn [2][4][5][6][7]. nhiên, vốn và lao động có thể dẫn đến tăng trưởng kinh Thái Bình là tỉnh có lợi thế lớn về các lĩnh vực kinh tế ngắn hạn, phù hợp với giai đoạn đầu của quá trình tế nông nghiệp, kinh tế biển và chế biến, chế tạo. Tốc độ công nghiệp hóa, năng suất các nhân tố tổng hợp (TFP) tăng trưởng kinh tế bình quân của tỉnh trong giai đoạn mới là nền tảng cho tăng trưởng kinh tế trong dài hạn 2006-2019 đạt được tương đối cao, khoảng 10,5%/năm. [1]. Có thể nói, TFP là phần còn lại trong kết quả sản Tuy nhiên, tăng trưởng vốn đầu tư của xã hội bình quân xuất tăng lên sau khi loại trừ phần đóng góp do yếu tố trong giai đoạn này là 21,3% và tốc độ tăng bình quân đầu tư thêm về lao động nhân công, tư bản, tài nguyên, của lao động là 2,1% (Cục Thống kê tỉnh Thái Bình). là hiệu quả tổng hợp không giải thích được bằng sự gia Dấu hiệu trên cho thấy tăng trưởng kinh tế của tỉnh chủ tăng của các yếu tố sản xuất và được xem là kết quả của yếu dựa vào vốn. Tuy nhiên, không riêng tỉnh Thái Bình, các yếu tố liên quan đến hiệu suất [2]. Nền kinh tế phát đây là giai đoạn mà các chính sách tạo vốn đầu tư của triển với hiệu suất càng cao thì phần còn lại này càng Việt Nam đều được thuận tiện và thông thoáng để tạo lớn. Trong phương pháp tính toán tăng trưởng, phần đà tăng trưởng kinh tế. Do đó, bên cạnh tạo môi trường còn lại này được gọi là năng suất các nhân tố tổng hợp đầu tư tốt để thu hút đầu tư tạo đà cho tăng trưởng trong (TFP). Lý thuyết kinh tế học tân cổ điển đã khẳng định ngắn hạn, Thái Bình cần có các giải pháp phù hợp nhằm rằng, tiến bộ công nghệ là yếu tố quyết định tăng trưởng đẩy mạnh tăng trưởng TFP để duy trì tăng trưởng kinh kinh tế [3]. Do đó, bên cạnh việc duy trì tốc độ tăng tế ổn định, bền vững trong dài hạn. Vì vậy, nghiên cứu trưởng kinh tế cao thì chất lượng tăng trưởng cũng cần này nhằm ước lượng tốc độ tăng trưởng TFP và tỷ trọng đảm bảo, qua đó nâng cao TFP, nâng cao năng lực cạnh đóng góp của TFP trong tăng trưởng kinh tế của tỉnh tranh, bảo vệ môi trường và hoàn thiện thể chế. Thái Bình. Nghiên cứu về đo lường TFP từ lâu đã được rất nhiều 2. Nội dung nghiên cứu các nhà kinh tế học trên thế giớitrong tâm và đã trảikinh tế của2.1. Phương pháp nghiên cứu TFP quan tăng trưởng qua tỉnh Thái Bình. nhiều giai đoạn. Trong đó, Solow 2. Nội dung nghiên cứu 2.1.1. Phương pháp hàm sản xuất gộp trong ước là người đầu tiên đề xuất đo lường đóng góp của TFP2.1. Phương pháp nghiên cứu vào sản lượng bằng lượng TFP phương pháp hạch toán tăng trưởng. Sau đó được Beck- hàm sản xuấtđịnh mức đóng góp của TFP vào tăng trưởng 2.1.1. Phương pháp Để xác gộp trong ước lượng Để xácnhữngmức đóng kinh của TFP vào tăng trưởng kinh tếsử dụng phương mann và Capalbo phát triển. Ở Việt Nam, định nghiên góp tế của tỉnh Thái Bình nghiên cứu của tỉnh Thái Bình nghiên cứu về đóng góp của các yếudụng phương pháp tiếp cận pháp sản xuất hàm dượi dạng công nghẹ Cobb-Douglas như sau: sử tố sản xuất TFP đến tăng hàm tiếp cận gộp sản xuất gộp dượi dạng công nghẹ trưởng kinh tế của Việt Nam, tăng trưởng cho các địa Cobb-Douglas như sau: phương và cho một số ngành sản xuất đã được một số Y = A.K  .L tác giả thực hiện nhằm đề xuất các giải pháp chiến lược (1) đẩy mạnh tăng trưởng, tăng đóng góp của TFP trong Trong đó: Y là giá trị của GRDP; A là năng suất các yếu Trong đó: Y là giá trị của GRDP; A là năng suất các yếu tố tổng hợp; K là trữ lượng v *ThS, Trường Đại học Hàng hải Việt Nam L là lao động;  là hệ số đóng góp của vốn;  là hệ số đóng góp của lao động. Lấy logari 12 TẠP CHÍ KHOA HỌC QUẢN LÝ VÀ CÔNG NGHỆ - SỐ 23 QUÝ 4/2022 nhiên hai vế của, chúng ta được:
Y chúng ta được: giám Dữvốn;  tổng hợp; góp lao này Lấy logarit của,là giá trịLcủalao động; Alàlà năng suất thống kê là hệ sốtỉnh K là củaBình. số liệu liệutổng sản phẩm của các chỉ tiêu: tổng sản phẩmtrong là GRDP; hệ số đóng gópcác yếu tố trong đóng Tháicứu động.vốn;dữ tự chuỗi thời gian về của liệu của nghiên là trên và trữ lượngThái Bình, vốn trữ lượng lao động trong các năm từ 2005 - 2020 đượcđộngthậpsẵn Niên vốn của tỉnh (K). Các về tỉnh và số lao thu có từ LnY của, chúng tađịaLnL.L tỉnhkê củatrong động.hình bao gồm:cứu về giá trị tổng sản phẩm của tỉnh (Y), Lao động (L) bàn mô đầu tư, .L hệ số đóng= vếcủa +LnKgiám+LnK thống của hàng liệu Lấy Các sốThống nàyThái Bình.chuỗi thời giantrị GRDP đã được nghiên nhiên góp LnA vốn;=A.Khệgiám +LnL kêtỉnhtỉnh (K). logarit tựliệu vềkê là dữ liệu Trong tỉnh và về các chỉ tiêu: tổng sản ph Y +  Các biến được: thống vốn lao nămtrong nghiên (2) Biến là hai LnY và = LnAniêntrữ lượnggóp của Thái Bình.Cục (2) tổng sản phẩm của đó giá số lao động có sẵn trong là số đóng Dữ của Các biến bàn mô Thái bao gồm: Biến về (1) = GRDP; Aniêntính theo địa kê hàngtổng hợp; Kvốntrữ lượng Tháitrị trong cácphẩm từ 2005 KINH Lao động (L) cứu LnL thống so sánh 2010.Bình, (2) đầu tư, giá Bình. sản đó củaLÝ 2020TẾ QUẢN GRDP được nghiên chúng ta được: LnY LnA +LnK +giám(1) giátrongtỉnh năm của Cục Thống kêlao độngtổngTrongnămgiá trịtỉnh- (Y),đãđược thu thập hình ó: Y suấtgiá yếu của hợp; K vàtrữ lượng vốn; vốn của tỉnhkê của tỉnhsốlà Bình.tổng sản phẩm của tỉnh và số lao động có sẵn trong năng là các trị tố tổng làcứunăng theo giám thống (K). Các Thái về là lượng các yếu tố trữ suất liệu vốn; LnYtính +LnK kêđó,sánhtrị trữ Cục vốn (K) là trữtự Trong giá so 2010.  là hệ thứcđóng chúngcủa tìm K là trữ=logaritthống+LnL CácSau đótrữ lượngThống logaritdụng choTrongđangsảnsản GRDPcủacho hoạt độngđ  LnA khi đó,giánăm laoviđộng.vốn (2)kê Thái lượng vốn đang được sử dụng tỉnh nghiên tố niên giám tự = hợp; LnK xuất theo doanh trong nền kinh (2) ( )  là hệsốsố(2) góp LnAlaođộng. +LnLsố hệ sốkhi lao 1giábiến củalượngđang được là trữ Bình.vềvốn động giá trị phẩm doanh hoạt động đóng góp của vốn; lượng vốn; L đóng động; làtrong mô hình (K) gồm: Biến hoạt trị tổng xuất kinh đãcho (Y), Lao Lấyhệ là và  += góp trị lấy số hàng của Lấybao sử lượng giá đó được sử ng biểu LnYtổng ta + được cáctính Tronggiálà sánh 2010.hệ tế, chỉ tiêu này không có trong niên giámdụng được được . c: logarit sản hệ hệ đóngdoanh trong xác số vàgóp xác của, như sau: giám chúng ta kê ( ) cứu làxuấtkinh và trữcủa lao động.của tỉnhtrong nền kinh tế, chỉ tiêu này không có trong niên giám nên được sản so lượng vốn Lấy tế, chỉCác số liệu về tổng sản phẩm của tỉnhthống lao động có s ượng biểu ta được:chúngcủatìm được tìmTrongkhisố + =+=1lượngđóvốn vi tiêu này lượng vốntrong niên giám thống kê nênđộng , chúng thứcđóng góp ta chúng ta các được các hệ  ( và  1) nền kinh vilấy Ước lượng(2) thứcnhiên hai vếđịnhnhư sau:đó, giáthốngSau đóSau năm của Cụctrữ khôngđịnh như sau: sử dụngtrị GRDP đã đượ biểu tự (2) vốn; địnhsốkinhniênđược: trị .trữ hàng thống(K) nên được xác Tháiđang được đó giá số hoạt . lấy (K). kê là Thống kê có Bình. Trong và cho kê ược: sản chúng ta tìm doanhhệ số  giá+=1) .tế, chỉ vi  ( kinh Sau đó lấy Ước lượng biểu thức (2)xuất kinh được các(2 trongvànền so sánh 2010.tiêuIInày không có trong niên giám thống kê nên được g biểu LnL (2) chúng ta tìm được các hệ+ LnL  (  + =1) . Sau đó lấy vi K = nK +  thức LnY LnA + LnK số  và cứu tính theo phân (1) ta được: (1) ta được: = phân (2) xác định như sau: K 0= 00 (2) Trong khi đó, giá trị trữ lượngdvốn (K) là trữ lượng vốn đang được sử dụng cho ho 0 + d I + (7) (7) (7) Ước lượng biểu thức (2) chúng ta tìm được các hệ số dY biểu thức dK dK Y dL 1) dAY đó Trongsản xuấttakinh sau: trong K 0tàikinh lấy chỉ tiêu này không có trong niêntheo thống kê n được các hệ dA(2) chúngYta Y .Sau dAYlấyY dKhệdL(1) được:  + Y Y  dKvi xác địnhlànhư doanh đầu Trong đó d vi gộp tại năm gốc (1996) giám Sau đó lấy vi Y Y . nền = 0 tế, ng dY Y dAsố Y và  ( + =dLtìm được cácphânsố0dL và  (vốn  =1)tư Sauđó: I0 là định vốn đầu tư tài sản cố định gộp tạigiá so sánh + tổng (7) = = + + + + = 2010, Trong + tănglà tổng (3) gốc (1996) năm,giá so sánh 2010, & là tỷ lệlàtăng = + + +  đó: I tổng (3) năm sản cố theo c: dt dtA dA dtK dK dtYdtLYdtdAdtdAdt  làYdK lệY dtYILdLtrưởngYvốn trữ lượng vốn hànglượng vốntại giảnăm, được giảd theolàgiákhấu hao dY Y dt Y dt L dL A Y AY dK Y Atỷ đó:dA 0 dtY dK của đầu tư tài sản cố định gộp hàng định là 6%; địnhtỷ lệ so sánh A+dtđịnh=hànglà +Khi dLđó, giátư trữ(3)của trữvốn=tại Inăm t được gốc định theo công thức sau: A + K + dY = = +  +Trongdtđó: I0+  tổng vốn đầu (3) tài sản cố định gộp tại năm gốc (1996) theo giá so sánh  dL + L năm.  được năm (1996) = dY Y dA Y dK Y dL Y dA Y dK Y dL  trưởng lượng K 0 = + + = + +  0 L (3) dt A dt K dt dt dtA2010, cốALtỷ lệ A dt dttrưởng L dt (3) lượng d là tỷhàng năm, + dsảngiảđịnhxác 6%; dKhi tỷ lệ khấu hao L  dtA sảndt là dt tăng A dt của trữ 6%; vốn lệ khấu hao được cố định là năm. là đó, tài dt trị 2010,  là tỷdtlệ tăng trưởng của trữ lượng vốn hàng năm, được giả địnhhàng K L dY dA Y Y dK Y dK Y dL cố định hàng dK Khi dL giá trị trữ trữ lượng vốn tại năm tđược xác định theo công khấu hao  tài là 6%; d là tỷ lệ Y = =+  dt A dt K dt L dt A dt A dt L dt dA +  Y dL (3) cho Y: A dt+ L dt + tài tài sản =Yđịnh+  Y năm.  Y đó, giá trị trữ lượng vốn tại năm ttđược xác định theo công thức sau: sản cố (3) hàng năm. Khi đó, dA + giá trị lượng vốn tại năm được xác định theo công thức sau: thứct= Kt −1 + (3)− Dt K sau: It (8) dt dt A ) cho Y: chiachiacủavế cho Y:(3) cho Y: cho Y: A dt K dt L dt A dt A dt L dt Trong đó: I0 là tổng vốn đầu tư tài sản cố định gộp tại năm gốc (1996) theo giá 2 vế 1 dY của dA 1 dK 1 dL 2 (3) 1 1 dY 1 dA +  dK Trong2010, tlà giá lệ tăng trưởng củavốn11cóIIt t − vốn hàng năm,Kt-1 làgiả định là 6%; lượng (8)k = + 1 1 +1dL dL trữ (4)Kt== Ktt−− lượng−Dt t năm t ; được giá trị của trữ d là tỷvốn + 1 đó: K là tỷ trị của (4)Kt trữ + đến D (8) K + lệ (8) ) cho Y: 1 dY dt1 dAA dt dK 1 dY 1 dA dt 1sản cố1định hàng năm.lượng giá trị trữ cuối vốn tại năm t được xác định theo công t = Y =A dt+  có Kdtdt cuốiLdt+tài (4) +  t là dK I dL giá trị của vốn đó, tư tài sản cố định gộp trong năm t, chỉ tiêu này có chia 2 vế của (3) cho Y: 1 dK 1 dL dt Y +  1 (4)  dL K đến =L năm t-1, Khi đầu (4) Trong(4) Kt là giá trị lượng 1 dY 1 dA Trong đó: K1là giá trị của trữ lượng vốn có đến cuối của trữ ;lượnglà giácó đến cuối lượng vốn dK L Y dt A dt = dt Y dtTrong đó: K là L vàtrị của trữ lượng vốn có đến cuối năm tt ; Kgiálà giá trị của trữ lượng vốn K +  L A giá +Kdt t dt + + t kê dt được quy đổi theo giá so sánh 2010. D là t-1 vốnkhấu hao của trữ lượng đó: K dt dt trong niên dt thống (4) năm t K trị trị của trữ Y dt Avốn tạicuối dt và đượct giá giá trịtheo côngđầu tư là giá=trị Kt −1định−gộp vốn có đến cuốichỉ tiêu này có 1 dY 1 dA 1 dK 1 dL dt có đến 1 dY   ĐặtdA dA   1 1 dK  nămt1 1dL   dK  K năm t-1, dtxác định của vốn thức sau:Kt của trữ tlượng trong năm t, năm L I là năm ; Kt-1 tài sản cố + I D t-1  1 dYITFP  1 1  ; I K có đến cuối nămdL I là giá trị của vốn It là giá trị sánh 2010. D gộp trongkhấu haochỉ trữ lượng t  ; ;I dL  ; = + +   vàvà = = ; I  L dt t-1,  (4) = =I  trong ;niênLIgiáthống kêt và được quy đổi theo giá so của vốn đầu tưttài sản cố định gộp trongtiêu này có t-1, đầu tư tài sản cố định là giá trị năm t, của Y dt=A= K dt tạidA  L t vàdK   xác1 định theo công thức sau: này có trong niên giá thống kê và được 1 dK   TFP 1 dt   K   năm t, chỉ tiêu K1 =Đặt    ; ; dK  Y dt A dt K dt L dt AI  =  niênI ; I  = I  1YdYvà I L =  L dt 1 1 dY vốndt11 năm 1thống kê1và dL Kquygiá trị tcủa theolượng vốn có hao Dt là giátrị tkhấu haogiá trịtrữ lượng dA=  =1 dL L dt ;và  =  dL đó: dt dt ; I = dA 1 Itrong  dKgiávà đượcTrongđược t là đổi Dđổi giá1sotỉso sánh 2010. tcuối năm khấu haocủa của trữ(9) ;  dt K  YdYdt  TFP1 YA dt IKTFP  K dtK    L L L dt    ; quy = trữ− giásánh 2010. D là giá trị ; Kt-1 là của theo Dt  lệ khấu đến lư  ; ITFP   ; I K    và 2.2. Kếtvàđịnh ướcsau:dt theo làtrữ thức sau:tại năm vàtài cố định gộp trong năm A I =  = =Y dt  vốn;tạidtLnămt Kcódtđược xácnăm t-1, It côngtlượngtvốnvốnlệđầu ttư haosảnxác định theo công thức t, chỉ(9) đến cuốiL định quả như lượng   giá trị của được ức (4), tốc độ tăngdt  của TFP (ITFP) được xácKết quả ước lượng kê vàsau: =xuất−1 đổi theo giá so sánh 2010. D là giá trị khấu hao của tr tiêu TFPdt(ITFP) được xác trưởng sau:dt Y A định như K  L dttrong niên giá thống hàm sản quy  tỉ khấu 2.2.1.  D được D ểu thức(4), tốcTừtăng trưởng của TFP (ITFPđược xácđượccủalượng(ITFP)sau: Cobb-Douglas bằng phương phápt bình phương nhỏ nhất thức (4), tốc độ biểu thức (4),của 2.2.tăngquả ước như sau: hàm sản xuất độ tăng trưởng TFPKết quả ước TFP định xác định tốc độ) Kết trưởng lượng như (ITFPvốn tại năm t và được xác định theo công thức sau: )  1 dY   1 dA   1 dK   1 dL  Từ = −  I tốc(OLS) 2.2.1. Kết(ITFP) được xác định như hàm(5) D xuất Hệ tỉ đóng góp của (9) xác định độ tăng được TFP bày trong bảng 2.1 sản = D đượcbiểu thức (4), như sau:trưởng củatrìnhquả ước lượng sau: chot thấy:t −1  sốlệ khấu hao vốn là 0,454 và hệ số đóng góp (9) Đặt I =  = =   ; và I −  IL ; I ; I ITFP IY K −  IL =  (5) Kết quả ước lượng hàm sản xuất Cobb-Douglas bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất thức (4), tốc Yđộ tăng ItrưởngIcủaI I−củaKK)laođộngđịnhđóng góp TFP trong tăngthấy: Hệkinhtướcthayvào Thái Bình. (5) hệ sốtoán tốc độ ITFP =Y (OLS)đượcIxáctrìnhnhư sau: lượng 2.1 cho 2.2. Kết quả đóng tgóptỉcủakhấu hao  Y dt   A dt   K dt  TFP TFP TFPtăngLtrưởng và 0,546. Cácbảng này được sử dụng để của1 tỉnhlệphương 0,454 và tính đóng góp =Y − K − (ITFP −được là L(5) trong hệ số (5) trưởng số = D −  I 2.2. Kết quả ước I  L dt  L bày (5) lượng D tế vốn là trình ốc K là ITFP 2.2.1. Kết quả ước lượng hàm Lsản xuất I Kđộ tăngđộ tăng trưởng của trữ Icủa laođộ Ytăng Ktrưởng của trữ lượngBảngvàlượng quảdụnglượng hàm sản xuất xuất (5) tính toán tốc độ là tốc trưởng của GRDP; lượng tốc = −I I là0,546. Các hệ số này Iđược sử Kết quả ước lượng hàm sản trình I và L vốn; 2.2.1. vốn;động − I L 2.2. Kết quả ước2.1. Kết (5) ước để thay vào phương tốc độ tăng trưởng của GRDP;trưởngtốc độ tăng2.2.1. hàmquả ước lượng hàm sảntế của tỉnh Thái Bình. bình phương nhỏ nhất Trong đó Iy là tốc độ tăng trưởngước GRDP; Ik trong tăng trưởng kinh lượng hàm sản xuất Cobb-Douglas tăng I Kết quảđóng lượng Kếtlà sản xuất Cobb-Douglas bằng phương pháp của góp TFP tốc Kết quả ước là và trưởng của trữ lượng vốn; và I L xuất ởng của lao động. tăng trưởng của trữ lượng vốn; và Il là tốc độ tăng Ibằngquả ước lượngbình phương nhỏ nhất (OLS) được độ phương pháp hàm sản xuất là tốc của lao Iđộng. xác Ilao bởi được trọng của trữ lượng TFP trình bày xuất đóng góp thấy: Hệ số đóng và của I I TFP = −  K − (OLS) độ tăng trưởng (5) K ưởng độ tăng trưởng của GRDP; LK là tốckinh tế đượcbàyKết quả ước lượng hàm sảnHệ sốCobb-Douglas bằnglà 0,454 góphệbình phương n tăng trưởng kinh tế đượcYcủa định động. Còn tỷ trình đóngtrongcủa vốn; và choCoef. trong bảng 2.1 chocủa vốn phương pháp số đóng góp bảng 2.1 LKếtthấy: Bảng 2.1. Vars Std. Err. t Từ biểu thức (4), tốc độ tăng trưởng của TFP (I ) được xác định như sau: trọng đóng góp Ytăng trưởng trong tăng trưởng góp ọng đóng góp của TFP tốc độ tăng trưởng của GRDP;TFP là tốc độ tăng trưởng của trữ lượng vốn; và I trong đó, Icủa TFP trong lao động xác0,546.định bởixác định bởibảngL0,454cho0,033 đóng69,14của laotrình (5)làtính toán hệ số đ xác I(OLS) tế Các hệ _cons vốn là 2.1 và hệ thay sốgóp là trưởng kinh tế được là kinh được trình số này được sử dụng để số Hệvàođóng góp của vốn 0,546. và tốc độ của tăng trưởng định bởi: bày trong thấy: phương động là 0,454 trưởng của laotrong động. K được Vars 2,495*** Std. Err. Coef. t IY ) x100% là tốc độ tăng trưởng của lao động. tăng trưởng vàcủa laogóp TFP0,546. Các hệhệ số này đượccủadụngđể thayBình.phương trình (5) tính toá (6) đóng động là trong tăng trưởng kinh tếsử dụng36,13 vào phương lnK Các số này được sử tỉnh để thay vào 0,454*** 0,012 Thái tỷ trọng đóng gópTFP = ITFP / IY tăng trưởng kinh tếtăng trưởng và đóng góp(6) tính toán tốc trưởng kinh tế và đóng góp TFP trong (của TFP trong x100% ) được xác định bởi _cons 2,495*** tăng độ tăng trưởng của tỉnh Thái Bình. (6) (5) 0,033 TFP trong lượng hàm sản xuất 69,14 tốc độ tăng trưởng của TFP =đóngTFPtốccủaYTFP trong tăngtrưởng kinh tế được xác định bởi 0,454*** ước Kếttế củaước 36,13 hàm sản xuất Còn GRDP; I(KI là / Iđộ ) x100% của trữ lượng vốn; vàlnK tăngBảng 2.1. (6) quả tỉnh Thái Bình. tỷ trọng góp tăng trưởng IlnL Kết trưởng kinh0,012 lượng Bảng 2.1. 0,546*** L quả 46,75 I =I −  I −  I 2.2.2. Dữ liệu và biến số L TFP Y K (5) 0,012 Bảng 2.1. Kết quả ước lượng hàm sản xuất ưởngliệu lao động. Dữ liệu ItrongYnghiên cứu này là dữ liệu chuỗi *** chỉ (6) Coef. thống kê 1% 46,75 của tác giả từ Stata 16 của và biến số = TFP / I x100% Dữ và biến số TFP ữ liệu ( ) Ghi chú: lnL thời Vars 0,546*** mức ý nghĩa 0,012 Std. Err. Std.t Err. ( ) Vars Nguồn: Ước lượng Coef. t gian về các chỉ tiêu: TFP = IsảnI phẩm trên địa bàn tỉnh tổng / x100% (6) trọng đóng gópTháiTFP trong tăngđầu tư,kinh tếTFPđượctrong các năm từ*** chỉ mức ý nghĩa thống0,033 69,14 69,14 của Bình, vốn trưởng lao độngY xác định bởi chú: _cons 2,495*** 2,495*** 0,033 Ghi 2005 kê 1% _cons Nguồn: Ước lượng của tác giả từ Stata 16 trong đó, I là tốc độ tăng trưởng của GRDP; I là tốc độ tăng trưởng của trữ lượng vốn; và I Y Thái - 2020 được thu thập từ Niên giám thống kê của tỉnh . Dữ liệu và biến số Bình. K lnK 0,454*** 0,454*** L lnK 0,012 36,13 0,012 36,13 Các Dữ liệu và biến số 2.2.2. là tốc độ tăng trưởng của lao động.) (TFP = biến/ trong mô hình bao gồm: Biếntrữ giá trị tổng 0,546*** 0,546*** 46,75 46,75 về lnL 0,012 ITFP I x100% sản phẩm củaY tỉnh (Y), Lao động (L) và (6) lnL lượng vốn 0,012 Ghi chú: *** chỉ mức ý nghĩa thống kê 1% của tỉnh (K). Các số liệu về tổng sản phẩm của tỉnh và Ghi chú: *** chỉ mức ý nghĩa thống kê 1% Còn tỷ trọng đóng góp của TFP trong tăngtrưởng kinh tế được xác định bởi số lao động có sẵn trong niên giám thốngGhi hàng*** chỉ mức Nguồn: thốnglượng củaNguồn: ƯớcStata 16 tác giả từ Stata 16 kê chú: năm ý nghĩa Ước kê 1% tác giả từ lượng của của Cục Thống kê Thái Bình. Trong đó giá trị GRDP đã 2.2.2. Tăng trưởng củalượng của tác giả từ Stata 16 Nguồn: Ước TFP Dữ liệu và biến số nghiên cứu tính theo giá so sánh 2010. được Tăng trưởng TFP của tỉnh Thái Bình trong giai đoạn Trong khi đó, giá trị trữ lượng vốn (K) là trữ lượng vốn 2005- 2020 được mô tả trong bảng 2.2. Trong đó tốc TFP = ( ITFP /IY ) x100% (6) TẠP CHÍ KHOA HỌC QUẢN LÝ VÀ CÔNG NGHỆ - SỐ 23 QUÝ 4/2022 13
QUẢN LÝ KINH TẾ độ tăng trưởng TFP trung bình là 0,11%/năm và có sự chính là nguyên nhân chính dẫn đến tăng trưởng âm của biến động lớn về tăng trưởng TFP trong từng giai đoạn. TFP trong giai đoạn này. Tăng trưởng của lực lượng lao Trong giai đoạn 2006-2010, tăng trưởng TFP là 1,85%/ động bình quân 2,35%/năm trong giai đoạn 2005-2020. năm, giai đoạn 2011-2015 là -4,10%/năm và giai đoạn Tuy nhiên, cuối giai đoạn 2016-2020, tăng trưởng lực 2016-2020 là 2,55%/năm. Nguyên nhân của TFP tăng lượng lao động có xu hướng giảm so với các năm trước trưởng âm là do tăng trưởng của vốn đầu tư cao, đóng (~1,0%). góp phần lớn trong tăng trưởng kinh tế đã lấn át đóng 2.2.3. Đóng góp của TFP trong tăng trưởng kinh tế góp của TFP trong tăng trưởng kinh tế. Đây là tín hiệu Qua nghiên cứu ở bảng 2.3 cho thấy, trong giai đoạn của nền kinh tế có hiệu quả thấp, chưa bền vững do tăng 2005-2020, đóng góp của TFP trong tăng trưởng kinh tế trưởng kinh tế chủ yếu dựa vào vốn. Tuy nhiên, tốc độ tỉnh Thái Bình chiếm tỷ trọng 0,76% trong khi đóng góp tăng trưởng TFP của tỉnh Thái Bình đang được cải thiện của vốn và lao động lần lượt là 86,96 % và 12,28%. Kết trong thời gian gần đây. quả này hàm ý là tăng trưởng kinh tế của tỉnh Thái Bình Bảng 2.2. Tốc độ tăng trưởng của TFP của tỉnh Thái Bình trong giai đoạn này chủ yếu do đóng góp của vốn. Đây giai đoạn 2005 – 2020 là dấu hiệu của tăng trưởng chưa bền vững, chất lượng Đơn vi: % tăng trưởng chưa cao. Bảng 2.3. Đóng góp của TFP trong tăng trưởng kinh tế của tỉnh Thái Bình Đơn vị: % Nguồn: Ước lượng của tác giả từ Stata 16 Qua nghiên cứu ở bảng 2.2 cho thấy, tăng trưởng GRDP của tỉnh Thái Bình tương đối ổn định ở hai con số trong giai đoạn 2005-2020 với tốc độ tăng trưởng bình quân là 11,05%/năm. Tốc độ tăng trưởng trữ lượng vốn đầu tư giai đoạn 2005-2020 đạt 22,05%/năm, đặc biệt trong giai đoạn 2011-2015, tăng trưởng của trữ lượng vốn đầu tư là 33,66%, gấp ba lần tăng trưởng của GRDP. Đây Nguồn: Ước lượng của tác giả từ Stata 16 14 TẠP CHÍ KHOA HỌC QUẢN LÝ VÀ CÔNG NGHỆ - SỐ 23 QUÝ 4/2022
QUẢN LÝ KINH TẾ Trong giai đoạn 2011-2015, tỷ trọng đóng góp của mỗi ngành kinh tế, cần tập trung chuyển dịch cơ cấu TFP, vốn, lao động trong tăng trưởng kinh tế tỉnh Thái kinh tế theo chiều sâu để đạt hiệu quả cao hơn. Hướng Bình lần lượt là -36,55%, 126,89% và 6,67%. Kết quả dòng vốn đầu tư vào các ngành có năng suất lao động và này cho thấy, tăng trưởng kinh tế của tỉnh Thái Bình vốn cao. Khuyến khích phát triển và tăng cường đầu tư trong giai đoạn này hoàn toàn dựa vào vốn đầu tư, đóng công nghệ trong các doanh nghiệp. Nâng cao chất lượng góp của vốn đầu tư trong tăng trưởng kinh tế hoàn toàn nguồn nhân lực và cải thiện môi trường sản xuất kinh lấn át đóng góp của TFP và lao động. Đây là giai đoạn doanh. Thực hiện tốt những điều này sẽ góp phần nâng bùng nổ vốn đầu của cả nước nên đây cũng là tình trạng cao tốc độ tăng trưởng và tỷ trọng đóng góp của TFP chung của cả nước trong giai đoạn này. trong tăng trưởng kinh tế của tỉnh trong thời gian tới. Trong giai đoạn 2016-2020, tỷ trọng đóng góp của TFP, vốn, lao động trong tăng trưởng kinh tế tỉnh Thái Tài liệu tham khảo Bình lần lượt là 25,63%, 61,12% và 13,25%. Kết quả 1. Solow, R. (1956), A Contribution to the Theory này cho thấy đóng góp của TFP đã có sự cải thiện đáng of Economic Growth, Quarterly Journal of Economics, kể so với các giai đoạn trước, chất lượng tăng trưởng 70(1), pp. 65-94. của nền kinh tế đã được cải thiện đáng kể nhờ các giải 2. Tăng Văn Khiên (2005), Tốc độ tăng năng suất pháp đồng bộ của địa phương về phát triển khoa học và các nhân tố tổng hợp phương pháp tính và ứng dụng, công nghệ phục vụ sự nghiệp công nghiệp hóa, hiện đại Nhà xuất bản Thống kê, Hà Nội. hóa trong điều kiện kinh tế thị trường định hướng xã hội 3. Kaldor, N. (1961), Capital Accumulation and chủ nghĩa và hội nhập. Economic Growth, F.A. Lutz and D.C. Hague, Ed., St. Nhìn chung, đóng góp của tăng trưởng TFP trong Martins Press, pp. 177-222. tăng trưởng kinh tế tỉnh Thái Bình chưa cao và chưa ổn 4. Nguyễn Khắc Minh (2005), Phương pháp phi định. Tuy nhiên, đóng góp của TFP đang có xu hướng than số ước lượng TFP, tiến bộ công nghệ và hiệu quả cải thiện rõ rệt trong các năm gần đây, kinh tế có xu kỹ thuật của nền kinh tế trong giai đoạn 1986-2002, Tạp hướng phát triển theo chiều sâu nhờ vào các chính sách chí Kinh tế & Phát triển, số 99, tr. 33-40. phát triển khoa học và công nghệ của địa phương. 5. Nguyễn Thị Cành (2009), Kinh tế Việt Nam qua 3. Kết luận và khuyến nghị các chỉ số phát triển và những tác động của quá trình hội Nghiên cứu này nhằm ước lượng tăng trưởng TFP nhập, Tạp chí Phát triển kinh tế, 21, tr. 11-17. và đóng góp của TFP trong tăng trưởng kinh tế của tỉnh 6. Bao, D. H. (2012), Total factor productivity in Thái Bình bằng phương pháp hàm sản xuất gộp, dựa Vietnamese agriculture and its determinants, PhD the- trên bộ dữ liệu chuỗi thời gian 2005-2020. Kết quả ng- sis, University of Canberra, Australia. hiên cứu cho thấy, hệ số đóng góp của vốn là 0,454, hệ 7. Mai, T. K., Nguyen, V., & Vu, T. H. T. (2020). số đóng góp của lao động là 0,546. Tốc độ tăng trưởng Analysing Productivity Change in Vietnamese Garment TFP bình quân và tỷ trọng đóng góp của TFP trong tăng Industry Using Global Malmquist Index. The Journal trưởng kinh tế bình quân của tỉnh Thái Bình trong cả of Asian Finance, Economics and Business, 7(11), pp. giai đoạn nghiên cứu lần lượt là 2,83%/năm, 0,76%/ 1033-1039. năm. Tăng trưởng của TFP và đóng góp của TFP trong 8. Beckmann, M. J. (1972), Von Thünen revisited: tăng trưởng kinh tế của tỉnh Thái Bình đang được cải a neoclassical land use model, The Swedish Journal of thiện mạnh mẽ trong thời gian gần đây nhờ vào các giải Economics, pp.1-7. pháp đồng bộ về phát triển khoa học và công nghệ phục 9. Capalbo, S. M. (1988), A comparison of econo- vụ sự nghiệp công nghiệp hóa, hiện đại hóa trong điều metric models of U.S. Agricultural prductivity and ag- kiện kinh tế thị trường định hướng xã hội chủ nghĩa và gregate technology, in S.M Capalbo and J.M. Antle, Eds. hội nhập quốc tế. Agricultural Productivity: Measurement and explainta- Để nâng cao tốc độ tăng trưởng TFP và tỷ trọng tion, Resources for th future, Inc: Washington, D.C. đóng góp của TFP trong tăng trưởng kinh tế, tỉnh Thái 10. Đặng Hoàng Thống và Võ Thành Danh (2011), Bình cần đẩy nhanh chuyển dịch cơ cấu kinh tế theo Phân tích các yếu tố tác động đến tăng trưởng của Thành hướng tăng tỷ trọng các lĩnh vực kinh tế có TFP cao, phố Cần Thơ: cách tiếp cận Tổng năng suất các yếu tố có hiệu quả của vốn và năng suất lao động cao. Trong Tạp chí khoa học Đại học Cần Thơ, 17b, tr.120-129. TẠP CHÍ KHOA HỌC QUẢN LÝ VÀ CÔNG NGHỆ - SỐ 23 QUÝ 4/2022 15