zunia.vn

Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z

zunia.vn

» Kinh Doanh Marketing

» Quản trị kinh doanh

Mô hình động số liệu mảng phân tích vai trò của tiến bộ công nghệ trong việc nâng cao năng suất lao động

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:3

Báo xấu

9
lượt xem 4
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết Mô hình động số liệu mảng phân tích vai trò của tiến bộ công nghệ trong việc nâng cao năng suất lao động trình bày mô hình hóa tác động của tiến bộ công nghệ đến năng suất lao động; Mô hình hóa mối quan hệ giữa tiến bộ công nghệ và năng suất lao động; Mô hình kinh tế lượng ước lượng tác động của tiến bộ công nghệ đến năng suất lao động.

Chủ đề:

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

Lưu

Nội dung Text: Mô hình động số liệu mảng phân tích vai trò của tiến bộ công nghệ trong việc nâng cao năng suất lao động

Tuyển tập Hội nghị Khoa học thường niên năm 2016. ISBN : 978-604-82-1980-2 MÔ HÌNH ĐỘNG SỐ LIỆU MẢNG PHÂN TÍCH VAI TRÒ CỦA TIẾN BỘ CÔNG NGHỆ TRONG VIỆC NÂNG CAO NĂNG SUẤT LAO ĐỘNG Nguyễn Khắc Minh1, Phùng Mai Lan1 và Nguyễn Lê Hoa2 1) Trường Đại học Thủy lợi, email: khacminh@gmail.com 2) Viện năng suất Việt Nam, email: nlhoa@vnpi.vn 1. GIỚI THIỆU CHUNG như các vấn đề kinh tế nêu trên, năng suất lao Năm 1957, Solow đã công bố bài báo động chắc chắn cũng phụ thuộc vào năng “Thay đổi Kỹ thuật và Hàm sản xuất gộp”, và suất của thời kỳ trước, vì thế chúng tôi cũng cho thấy tăng trưởng đầu ra bằng với trung xây dựng mô hình số liệu mảng động cho mô bình có trọng số của tăng trưởng vốn và lao hình các nhân tố xác định năng suất lao động. động cộng với thành phần không giải thích 2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU được mà được gọi là tăng trưởng năng suất nhân tố tổng hợp. Solow đã sử dụng phương 2.1. Mô hình hóa tác động của tiến bộ pháp hạch toán tăng trưởng, với các giá trị công nghệ đến năng suất lao động 0,65 đối với α và 0,35 đối với β để suy ra tốc Phương pháp luận gồm 02 bước: bước 1 là độ thay đổi kỹ thuật không được biểu hiện sử dụng phương pháp bán tham số để ước (tfp) đối với đầu ra phi nông nghiệp ở Mỹ, lượng tiến bộ công nghệ; bước 2 là sử dụng 1909-1949. Solow đã ước lượng xu thế tăng phương pháp số liệu mảng và số liệu mảng năng suất 1,5% mỗi năm trên thời kỳ này. động để ước lượng ảnh hưởng của tiến bộ Boskin và Lau (1991) sử dụng hàm sản công nghệ đến tăng trưởng năng suất. xuất loga siêu việt để phân rã thay đổi đầu ra 2.2. Mô hình hóa mối quan hệ giữa tiến ở Mỹ. Họ cho thấy trên 70% thay đổi đầu ra bộ công nghệ và năng suất lao động ở Mỹ có thể quy cho hình thành tư bản và Hàm sản xuất dạng tân cổ điển nhưng với thay đổi kỹ thuật, trong khi tỷ lệ này ở Nhật, hàm sản xuất có nhiều đầu vào có dạng: Đức, Pháp và Anh là trên 95%. Họ cũng chỉ N ra rằng thay đổi kỹ thuật là tăng thêm tư bản, Y(t) = A(t)πn =1 (X n (t))αn , α n ≥ 0, ∑ α n = 1 (1) N n =1 rằng tăng tư bản là tiết kiệm tư bản chứ không phải tiết kiệm lao động. Y là đầu ra, A(t) biểu thị năng suất nhân tố Nhiều mối quan hệ kinh tế là động về bản tổng hợp (tfp) và X(t) là các đầu vào. Tách L chất và một trong những ưu điểm của dữ liệu ra khỏi các yếu tố đầu vào, khi đó ta được: 1− ∑ αi mảng mà chúng cho phép nhà nghiên cứu Y(t) = A(t)πn ≠l (X n (t))α n L1 − i ≠l , N hiểu đúng hơn động thái của điều chỉnh N (Balestra và Nerlove, 1966; Baltagi và Levin, α n ≥ 0, ∑ α n = 1 (2) 1986; Holtz-Eakin, 1988; Arellano và Bond, n =1 1991; Islam, 1995). Ví dụ như Arellano và Hàm sản xuất dưới dạng đầu ra trên một Bond (1991) nghiên cứu mô hình động về công nhân (hay năng suất lao động) có dạng: αn việc làm, Islam (1995) nghiên cứu mô hình Y(t) ⎛ X (t) ⎞ N động đối với hội tụ tăng trưởng. Cũng giống = A(t)π ⎜ n ⎟ , α n ≥ 0, ∑ α n = 1 (3) L(t) ⎝ L(t) ⎠ n =1 296
Tuyển tập Hội nghị Khoa học thường niên năm 2016. ISBN : 978-604-82-1980-2 Phương trình này là cơ sở để chỉ định mối động. Đối với ước lượng các tác động cố quan hệ giữa năng suất lao động và tfp cũng định (FE), phép biến đổi trong (Within) xóa như các nhân tố sản xuất khác. Lấy loga 2 vế μi đi , nhưng (yi,t-1 - y i. −1 ) trong đó của (3) thì được: T l n y(t) = l n A(t) + ∑ αil n x i (t) ln, y i. −1 = ∑ t = 2 y i, t −1 /(T − 1) sẽ vẫn tương quan i ≠l với (νit - νi. ) ngay cả nếu νit không tương trong đó y= Y/L và x=X/L. lnA(t) ước lượng quan chuỗi. Đó là vì yi,t-1 tương quan với νi. được làm xấp xỉ cho tiến bộ công nghệ. do cách xây dựng. Đại lượng trung bình νi. 2.3. Mô hình kinh tế lượng ước lượng tác động của tiến bộ công nghệ đến năng chứa νi,t-1 rõ ràng là tương quan với yi,t-1. suất lao động Thực tế, ước lượng trong (Within) sẽ bị Mối quan hệ động này được đặc trưng bởi chệch và tính vững của nó sẽ phụ thuộc vào sự có mặt của một biến phụ thuộc trễ trong số việc T là lớn (Nickell,1981). Kiviet (1995) các biến hồi quy dưới dạng tổng quát: rút ra một xấp xỉ đối với chệch của ước lượng yit = δyi,t −1 + x′ β + u it i = 1…, t = 1,…T (4) it trong một mô hình dữ liệu mảng động với các nhiễu không tương quan chuỗi và các ở đây δ là một vô hướng, x ′ là 1 × Kit biến hồi quy ngoại sinh mạnh. Judson và chiều và β là K × 1 chiều. Ta giả thiết rằng uit Owen (1999) thì thực hiện một số thí theo mô hình thành phần sai số một chiều: nghiệm Monte-Carlo đối với N = 20 hoặc uit = μit + νit (5) 100 và T = 5, 10, 20 và 30 và thấy rằng 2 ở đây μi ~ IID(0, σμ ) và νit ~ IID(0, σ 2 ) ν độc chệch trong ước lượng Within có thể khá lập với nhau và trong chính chúng. lớn, ngay cả khi T = 30. Chệch này tăng Chúng ta sử dụng kỹ thuật số liệu mảng hệ theo δ và giảm theo T. thống động để ước lương phương trình (4). Biến phụ thuộc y là loga của năng suất lao 3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU động (lnVA/L), các biến độc lập X gồm biến 3.1. Số liệu trễ của biến độc lập (lnns(-1), năng suất của Nghiên cứu sử dụng bộ số liệu điều tra vốn (ln(K/L), năng suất của đầu vào trung doanh nghiệp từ năm 2010 đến 2014. Các gian (ln(m/L) và loga của tfp (lntfp). Hồi quy biến giá trị gia tăng (VA), vốn (K), đầu vào dữ liệu mảng động mô tả trong (4) và (5) trung gian (M), điện (E) được tính theo năm được đặc trưng bởi hai nguồn tồn tại dai dẳng và giảm phát bằng chỉ số giảm phát công qua thời gian. Tự tương quan do sự có mặt nghiệp hàng năm. của một biến phụ thuộc trễ trong số các biến Các biến này được sử dụng để dự báo tiến hồi quy và các tác động riêng lẻ đặc trưng bộ công nghệ (tbcn) theo phương pháp cho tính không thuần nhất giữa các cá thể. Levinshon-Petrin. Các biến được sử dụng Một số nghiên cứu gần đây có đề xuất các thủ trong mô hình đánh giá tác động của các tục ước lượng mô hình này (Kiviet, 1995; nhân tố đến năng suất như sau: (i) Biến phụ Judson và Owen, 1999; Ahn và Schmidt, thuộc là năng suất lao động được tính bằng 1995; Arellano và Bond, 1991). Vì yit là một VA (đã giảm phát) chia cho lao động đã quy hàm của μi, suy ra ngay rằng yi,t-1 cũng là một đổi. (ii) Các biến độc lập gồm tbcn; năng suất hàm của μi. Do đó, yi,t-1, một biến hồi quy ở của vốn được tính bằng tỷ lệ vốn đã giảm vế phải trong (4), tương quan với số hạng sai phát chia cho số lao động đã quy đổi; năng số. Điều này làm cho ước lượng OLS bị suất của đầu vào trung gian được tính bằng tỷ chệch và không vững ngay cả nếu νit không lệ đầu vào trung gian đã giảm phát chia cho tương quan chuỗi. Sevestre và Trognon số lao động đã quy đổi. (1985) đã chỉ ra độ lớn của chệch tiệm cận này trong các mô hình thành phần sai số 297
Tuyển tập Hội nghị Khoa học thường niên năm 2016. ISBN : 978-604-82-1980-2 Bảng 1. Kết quả ước lượng đóng góp của TBCN vào năng suất lao động bằng mô hình số liệu mảng hệ thống động (System dynamic panel data estimation) Mô hình số liệu mảng ảnh hưởng cố định Mô hình động số liệu mảng Biến M1 M2 M3 M4 Hệ số Hệ số Hệ số Hệ số L1 0,1438*** 0,1386** (0,031) (0,0631) Ln(K/L) 0,2995*** 0,3463*** 0,2501*** 0,2465*** (0,0207) (0,0208) (0,03) (0,0307) Lntbcn 0,0056*** 0,0058*** 0,0053*** 0,0053*** (0,0002) (0,0002) (0,000) (0,0003) Ln(m/L) 0,1045*** 0,0950*** 0,0943*** (0,0104) (0,014) (0,0139) _cons 1,9276*** 2,1595*** 1,6182*** 1,6655*** (0,1169) (0,1184) (0,23) (0,3601) sigma_u 0,6084 0,6276 sigma_e 0,4182 0,4319 R-sq: within 0,4028 0,3626 between 0,7505 0,7877 Overall 0,7034 0,7242 Nguồn: Tác giả ước lượng từ số liệu điều ta của viện năng suất. Số trong ngoặc là sai số tiêu chuẩn. */**/*** chỉ mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% tương ứng 3.2. Kết quả ước lượng của ngành chế biến thực phẩm cũng được khẳng định nhưng không cao. Cột 2 của Bảng 1 là hệ số của mô hình (4) số liệu mảng (ký hiệu M1) có cả 3 biến độc 4. KẾT LUẬN lập là Ln(K/L) tbcn và Ln(m/L) còn cột 3 Để thực hiện mục tiêu nghiên cứu, chúng trình bày kết quả ước lượng số liệu mảng mà ta cũng mô hình hóa mối quan hệ giữa năng chỉ có 2 biến độc lập ( ký hiệu M2). suất lao động với tbcn và năng suất các nhân Cột 4 của Bảng 1 trình bày kết quả ước tố. Chúng ta đã giải quyết được tính nội sinh lượng mô hình (4) dưới dạng hệ thống động của các nhân tố đầu vào và bằng việc sử dụng của Arellano-Bon (ký hiệu M3) và 5 cột 5 kỹ thuật bán tham số để ước lượng đóng góp của Bảng 1 trình bày kết quả ước lượng mô của tbcn vào tăng trưởng năng suất lao động. hình (4) dưới dạng hệ thống động của Arellano-Bover/Blundell-Bon (ký hiệu M4). 5. TÀI LIỆU THAM KHẢO Từ kết quả ước lượng được ta thấy tất cả các hệ số ước lượng được của cả 4 mô hình [1] Levinshon, J., and Petrin, A (2003). "Estimating production function using inputs đều có ý nghĩa thống kê cao. Trong hai mô to controls for unobervable." Review of hình động hệ số của biến phụ thuộc dương và Economic Studies, 70(2), 317-41. có ý nghĩa thống kê cao, chứng tỏ rằng năng [2] Nguyen, K.M and Giang T.L (2008). "Factor suất giữa các thời kỳ có tương quan cao. Hệ productivity and efficiency of the số của cường độ vốn trong cả 4 mô hình dao Vietnamese economy in transition." Asian- động từ 0,2465 đến 0,2995. Cường độ đầu Pacific Development Journal, vol.15, No.1 vào trong 3 mô hình dao động từ 0,094 đến 0,1.Hệ số của biến biểu thị cho tác động của tbcn đến năng suất lao động trong cả 4 mô hình dường như xấp xỉ nhau, chỉ khác nhau rất nhỏ. Điều nhấn mạnh ở đây là dù sử dụng mô hình nào trong số 4 mô hình được chọn thì đóng góp của tbcn vào năng suất lao động 298

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

CMO.03: Bộ Tài Liệu Hệ Thống Quản Trị Marketing Thương Hiệu

385 tài liệu

1289 lượt tải

THÔNG TIN

TRỢ GIÚP

HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG

Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.