Chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế và việc làm ở Việt Nam: Tiếp cận theo phương pháp nhân quả granger

Nội dung text: Chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế và việc làm ở Việt Nam: Tiếp cận theo phương pháp nhân quả granger

1. Phạm Thị Lý và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 13 CHUYỂN DỊCH CƠ CẤU NGÀNH KINH TẾ VÀ VIỆC LÀM Ở VIỆT NAM: TIẾP CẬN THEO PHƯƠNG PHÁP NHÂN QUẢ GRANGER PHẠM THỊ LÝ Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh - ptly@ueh.edu.vn NGUYỄN THỊ ĐÔNG Học viện Ngân hàng – Phân viện Phú Yên - dong283vn@yahoo.com (Ngày nhận: 13/04/2017; Ngày nhận lại: 02/06/2017; Ngày duyệt đăng: 04/08/2017) TÓM TẮT Mục đích của nghiên cứu này là kiểm định mối quan hệ giữa chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế và việc làm ở Việt Nam. Thông qua dữ liệu thống kê về cơ cấu ngành kinh tế và việc làm của 35 tỉnh thành trên cả nước trong giai đoạn 1998 - 2013, kết hợp với việc sử dụng phương pháp nhân quả Granger, kết quả nghiên cứu cho thấy chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế có tác động tích cực đến việc làm, nhưng ở chiều ngược lại, ảnh hưởng của việc làm đến chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế chưa được thể hiện một cách mạnh mẽ. Từ khóa: chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế; nhân quả Granger; việc làm. Economic structural change and employment in Vietnam: A Granger causality approach ABSTRACT The purpose of this study is to examine the relationship between economic structural transformation and employment in Vietnam. Based on analyzing statistical data on economic structure and employment of 35 provinces across the country in the 1998-2013 period using the Granger causality method, the results show that economic structural change has a positive impact on employment. On the other hand, employment only has a minor influence on economic structural transformation. Keywords: economic structural transformation; employment; Granger causality. 1. Giới thiệu được cải thiện, tăng từ ,3 năm l n Nền kinh tế Việt Nam sau gần 30 năm đổi , năm 0 Tổng cục Thống , 0 , mới đã chuyển biến theo hướng của một nền đáp ứng được một phần nhu cầu về lao động kinh tế công nghiệp hiện đại với cơ cấu ngành chất lượng cao cho nền kinh tế, góp phần kinh tế từ nông nghiệp đóng vai trò chủ lực nâng cao thu nhập và ổn định đời ống ã hội sang công nghiệp và dịch vụ ở vị trí đầu tàu, hư vậy, nếu nh n nhận ở góc độ trực quan, thể hiện qua t trọng các ngành n ng nghiệp – h nh như quá tr nh chuyển ịch cơ cấu đã góp c ng nghiệp – ịch vụ năm và năm 0 phần th c đ y tăng trưởng inh tế, cải thiện chuyển từ – – 3 ang – 3 – năng uất và mở ra nhiều cơ hội việc làm hơn Tổng cục thống , , 0 ng cho người lao động Tuy nhi n, để những với sự thay đổi trong cơ cấu ngành kinh tế là nhận định trực quan được chấp nhận, cần phải việc làm được tạo ra nhiều hơn, đồng thời t có ự iểm chứng một cách hoa học cả về l lệ lao động trong độ tuổi đã qua đào tạo, có tri thuyết l n thực ti n o đó, nghi n cứu này ẽ thức về khoa học công nghệ ở nước ta cũng ử ụng phương pháp nhân quả ranger và
2. 14 Phạm Thị Lý và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 hồi quy inh tế lượng để iểm định mối quan m i trường hiện đại hơn, th lao động n ng hệ giữa chuyển ịch cơ cấu ngành inh tế và nghiệp ẽ ần chuyển ịch ang hu vực c ng tăng trưởng việc làm ở iệt am nghiệp và ịch vụ 2. Cơ sở lý thuyết uất phát từ cách nh n của icar o ( về giới hạn đất đai và ự ư thừa lao động trong n ng nghiệp, e i hướng ơ cấu ngành kinh tế là tương quan giữa tới mục ti u th c đ y tăng trưởng, tạo ra nhiều các ngành trong tổng thể kinh tế, thể hiện mối việc làm cho các nền inh tế đang ở thời ỳ quan hệ hữu cơ và ự tác động qua lại cả về số đầu của quá tr nh c ng nghiệp hóa ng cách và chất lượng giữa các ngành với nhau ơ chuyển hết lao động ư thừa từ hu vực n ng cấu ngành kinh tế lu n thay đổi theo từng thời nghiệp ang hu vực c ng nghiệp, v theo kỳ phát triển bởi các yếu tố hợp thành cơ cấu e i , hu vực c ng nghiệp mới là nơi tạo ra không cố định. Sự thay đổi này có thể được phần lớn của cải vật chất cho nền inh tế định nghĩa theo nhiều cách hác nhau nhưng hác với lập luận của e i , oger on nghĩa phổ biến nhất của nó li n quan đến phân tích ự chuyển ịch của cơ cấu ngành chuyển dịch dài hạn và bền bỉ trong cơ cấu inh tế ựa tr n hàm ản uất o – ougla ngành kinh tế (Chenery & Syrquin, 1986; n n ng coi hoa học c ng nghệ như là một Syrquin, 0 0 Trong hi cơ cấu kinh tế mô yếu tố trực tiếp và mang tính quyết định đến tả mối quan hệ t trọng tĩnh giữa các bộ tăng trưởng ở hu vực n ng nghiệp, chính ự phận cấu thành tại một thời điểm nhất định thì tiến ộ c ng nghệ đã làm cho năng uất i n chuyển dịch cơ cấu mô tả sự thay đổi động của lao động n ng nghiệp lu n lớn hơn 0 m c trong t trọng của các cấu thành đó o với đất đai trong n ng nghiệp là cố định o trước ơ cấu inh tế chuyển ịch, nghĩa là có đó, hu vực c ng nghiệp càng phát triển ẽ ự thay đổi t trọng giữa các ngành, ngành càng cần nhiều lao động, nhưng cũng ẽ g p nào có t trọng tăng l n th nguồn lực ành ất lợi trong quá tr nh thực hiện tăng trưởng cho ngành đó ẽ tăng l n và ngược lại Theo nếu cứ tiếp tục thu h t lao động n ng nghiệp đó, một trong những nguồn lực quan trọng mà h ng đầu tư ản uất theo chiều âu nhất cho phát triển inh tế là lao động cũng có iệt am, th ng qua phân tích ết quả ự i chuyển từ ngành thừa lao động ang điều tra oanh nghiệp nhỏ và vừa, guy n ngành thiếu lao động để có thể đáp ứng được Thị ành 00 nhận định ất ỳ ự chuyển y u cầu của ngành i her 3 cho r ng hi ịch nào trong cơ cấu inh tế, là tự phát nền inh tế càng phát triển th u hướng cầu hay theo một chương tr nh hành động của ti u ng đối với hàng hóa là nguy n nhân hính phủ, cũng đều có ảnh hưởng đến cơ cấu hiến cơ cấu ngành inh tế chuyển ịch theo việc làm Để tạo ước chuyển ịch trong cơ hướng giảm t trọng n ng nghiệp, tăng t cấu inh tế, hính phủ ẽ phải định hướng các trọng c ng nghiệp và ịch vụ Đồng thời, để ngành mục ti u, ngành mũi nhọn, từ đó thực đáp ứng được cầu ti u ng hàng hóa c ng hiện các iện pháp, chính ách nh m tăng nghiệp và ịch vụ ngày càng tăng, trong hi cường, ích thích đầu tư, đào tạo huấn luyện n ng nghiệp là ngành àng thay thế lao lao động và thí điểm áp ụng c ng nghệ mới động ng máy móc nhất, chính việc tăng iệc phát triển ngành inh tế mũi nhọn có thể cường sử dụng máy móc và các phương pháp là động lực éo theo ự phát triển những trồng trọt mới đã tạo điều kiện cho người ngành có li n quan đến hoạt động của ngành nông dân có thể phát triển sản xuất, giúp giải inh tế mũi nhọn, n đến ố lượng việc làm phóng được một lực lượng lao động ra khỏi tạo ra nhiều hơn Đi c ng với ự gia tăng việc khu vực n ng th n để chuyển sang làm việc ở làm ở các ngành mũi nhọn cũng có thể là ự
3. Phạm Thị Lý và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 15 phá ản ở một ố ngành yếu thế hơn, và việc phương pháp SS để đo lường tác động của làm lại ị giảm ết quả của ự thay đổi này chuyển ịch cơ cấu ngành inh tế đến chất ao giờ cũng ẽ là mất việc làm ở ngành này, lượng việc làm th ng qua năng uất lao động, tăng việc làm ở ngành hác o đó ố lượng Ark B. V (1995), Fagerberg J. ( 000 , việc làm trong nền inh tế được tạo ra nhiều Timmer M S irmai 000 ựa tr n hay ít còn t y thuộc vào hả năng chuyển ịch nhiều ộ ố liệu của các nước hác nhau làm gia tăng cơ hội của các ngành ử ụng nhưng đa ố đều có chung ết luận là chuyển nhiều lao động o áp ụng c ng nghệ vừa ịch cơ cấu có tác động mạnh mẽ đến tăng phải, hay ử ụng nhiều vốn o áp ụng c ng trưởng năng uất lao động hi các nền inh tế nghệ cao đang ở trong giai đoạn đầu của quá tr nh c ng h n chung, các nghi n cứu l thuyết đề nghiệp hóa guy n Thị Tuệ nh 00 , cập tr n cho thấy chuyển ịch cơ cấu ngành guy n uốc Tế guy n Thị Đ ng 0 3 inh tế là một quá tr nh tất yếu trong phát cũng đã ử ụng phương pháp SS để phân triển inh tế, nó thường i n ra trước và lu n tích cho trường hợp iệt am và cũng đi đến đòi hỏi việc tái phân ổ li n tục lao động để các ết luận tương tự, nghĩa là trong quá tr nh đáp ứng nhu cầu về việc làm, n đến cơ cấu c ng nghiệp hóa, hiện đại hóa đất nước, ự lao động chuyển ịch theo chuyển ịch cơ cấu ngành inh tế, đ c iệt là từ n ng nghiệp ang c ng nghiệp đã có tác động th c đ y tăng năng uất lao động, tạo ra việc làm mới một cách mạnh mẽ cho cả hai h ng chỉ nghi n cứu tr n góc độ l hu vực này thuyết, chuyển ịch cơ cấu ngành inh tế và Đinh hi ổ 0 ử ụng m h nh hồi việc làm cũng được phân tích trong thực ti n quy tuyến tính đơn để iểm định mối quan hệ của các nước th ng qua nhiều phương pháp giữa chuyển ịch cơ cấu inh tế và chuyển ịch hác nhau ro hen và otter S 003 cơ cấu lao động ở iệt am trong giai đoạn ng iểu đồ, đồ thị để phân tích ố liệu thống - 0 , ết quả là iến chuyển ịch cơ về thất nghiệp, vị trí việc làm, cơ cấu inh tế cấu inh tế ảnh hưởng c ng chiều đến iến gắn với giai đoạn trước và au hi i n ra các chuyển ịch cơ cấu lao động với độ tin cậy tr n cuộc uy thoái inh tế 0 - 1992 và 2001 - Đồng thời ng ử ụng th m phương 003 ở Mỹ ghi n cứu đã chỉ ra ự hác iệt pháp nhân quả ranger để phân tích và đưa ra về vị trí cũng như tính chất của việc làm trong ết luận cơ cấu ngành inh tế là nguy n nhân ngành c ng nghiệp au hủng hoảng, đó là hầu hiến cơ cấu lao động ịch chuyển hết ố việc làm được tạo ra đều ắt nguồn từ ng nghi n cứu về mối quan hệ giữa các c ng ty mới được thành lập và hoạt động ở chuyển ịch cơ cấu inh tế và chuyển ịch cơ lĩnh vực c ng nghiệp mới với lao động được cấu lao động, nhưng guy n Thị Đ ng đào tạo mới Điều này chứng tỏ tăng trưởng hạm Thị 0 lại ử ụng phương pháp việc làm au hủng hoảng h ng phải ắt vector và hệ ố co giãn để tính toán co giãn nguồn từ ự phục hồi của nền inh tế, mà ắt việc làm theo tốc độ chuyển ịch cơ cấu nguồn từ ự thay đổi trong cơ cấu ngành inh ngành inh tế ở iệt am thời ỳ - tế ở giai đoạn phục hồi Từ đó, nhóm tác giả 0 hóm tác giả nhận định co giãn việc ết luận r ng thay đổi cơ cấu inh tế đóng vai làm theo tốc độ chuyển ịch cơ cấu ngành trò rất quan trọng trong vấn đề tạo ra việc làm inh tế ở iệt am trong giai đoạn đầu của mới cho nền inh tế. thời ỳ nghi n cứu là rất nhỏ, chỉ đạt 0, 3 , Sử ụng phương pháp phân tích chuyển đã phần nào phản ánh đ ng thực trạng n ng ịch t trọng của ngành hay còn gọi là th n truyền thống, ngại đổi mới hưng ể từ
4. 16 Phạm Thị Lý và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 hi có ự ch nh lệch về mức ống, m i trường Với x[io] và x[it] lần lượt là t trọng GDP ống ở hai hu vực n ng nghiệp – c ng (ho c t trọng lao động) của ngành i tại hai nghiệp, th hệ ố này ắt đầu có ự thay đổi thời điểm 0 và t; n là số lượng các ngành tích cực, lớn hơn từ au năm 000 trong nền kinh tế. Nếu M I được tính cho 3. Phương pháp nghiên cứu toàn bộ n ngành trong nền kinh tế, th đó hương pháp iểm định nhân quả chính là tốc độ chuyển dịch chung của cơ cấu ranger được sử dụng ở bài viết này nh m đo ngành, còn nếu M I được sử dụng để tính cho lường mối quan hệ giữa chuyển dịch cơ cấu một số ngành (ví dụ như n = 2 , th ĩ nhi n ngành kinh tế và việc làm Đây là một phương nó chỉ cho biết tốc độ chuyển dịch của ngành pháp há đơn giản nhưng rất thực tế để chứng này sang ngành kia mà thôi. minh r ng liệu có tồn tại hay không tồn tại Kiểm định mối quan hệ nhân quả Granger mối quan hệ giữa chuyển dịch cơ cấu ngành đã được sử dụng rộng rãi để nghiên cứu ảnh kinh tế và việc làm tại Việt Nam, và nếu có hưởng nhân quả giữa các biến chuỗi thời gian. tồn tại mối quan hệ này thì kiểm định nhân Theo Granger (1969), những thay đổi trong quả Granger sẽ giải thích được chuyển dịch cơ quá khứ có thể dự đoán được tương lai, nhưng cấu ngành kinh tế là nguyên nhân gây ra sự ngược lại, không thể lấy tương lai để dự đoán thay đổi của việc làm hay việc làm là nguyên lại những g đã ảy ra trong quá khứ o đó, nhân d n đến cơ cấu ngành kinh tế dịch X được gọi là có tác động nhân quả đến Y nếu chuyển, hay cả hai yếu tố tr n có tác động qua Y có thể được giải thích tốt hơn ng cách sử lại l n nhau. dụng các dữ liệu lịch sử của cả X và Y thay vì Để kiểm định ranger au ality được chỉ sử dụng mỗi dữ liệu lịch sử của Y. Tuy thực hiện, hai yếu tố chuyển dịch cơ cấu ngành nhiên, với đối tượng dữ liệu quan sát duy nhất kinh tế và tăng trưởng việc làm sẽ được tính là chuỗi thời gian nên lý thuyết Granger chỉ toán định lượng dựa trên các công thức sau: kiểm định được quan hệ nhân quả của một Đối với yếu tố tăng trưởng việc làm, gọi đơn vị nhất định Để khắc phục m t hạn chế Lt là số lao động đang làm việc tại thời điểm này và đồng thời làm cho kiểm định Granger 1/7 ở năm thứ t th tăng trưởng việc làm vào thích hợp được với nhiều dạng số liệu khác năm t ẽ là: nhau, urlin và enet 00 đã nghiên cứu LL ứng dụng dữ liệu bảng để kiểm định quan hệ GL tt 1 *100% (1) nhân qu ả Granger (1) giữa hai biến và Y được L t 1 quan sát trên T thời gian t = , ,T và đơn Đối với yếu tố cơ cấu ngành kinh tế, vị riêng lẻ i = , , Thông qua sự kết hợp nghiên cứu sử dụng chỉ số Lilien chỉnh sửa các chuỗi theo thời gian của các quan sát theo (MLI – Modified Lilien Index) của Stamer không gian, kiểm định nhân quả trong dữ liệu (Dietrich A, 2009; Ansari, Mussida & Pastore, bảng sẽ hiệu quả hơn o với nhân quả Granger 2013) để tính t lệ chuyển dịch h ng năm trong dữ liệu chuỗi thời gian bởi các lý do sau: Đây là một trong những công thức tính tốc độ (1) có thể kiểm oát tính h ng đồng nhất giữa chuyển dịch cơ cấu ngành, bên cạnh các công các đối tượng bảng; gia tăng độ chính xác thức hác như hệ số Cos của Moore J. (1978) của các ước lượng hồi quy do dữ liệu bảng hay chỉ số Stoi ov Ưu điểm của thường có cỡ m u lớn; (3) giảm các vấn đề xác công thức MLI là d sử dụng, d tính toán định mô hình và (4) giảm khả năng thi n lệch nhưng v n đảm bảo được độ chính xác cao tổng hợp như trong ữ liệu chuỗi thời gian như các cách tính hác (Hurlin & Venet, 2001; Hurlin, 2004). 2 Trong nghiên cứu này, được thay thế n x MLI x. x .ln[]it , x 0; x 0 (2) o,[][][][] t io it it io (2) i 1 x b ng biến chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế []io
5. Phạm Thị Lý và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 17 (gọi là M I và Y được thay thế b ng biến ()RSS / . RSS N p F 21 (4) tăng trưởng việc làm (gọi là GL) thì kiểm định hnc RSS/[ N . T N (1 p ) p ] 1 (4) nhân quả giữa hai biến trong quan điểm Granger sẽ được tiến hành dựa trên việc xem Trong đó, SS1 là tổng phần ư nh xét mô hình dữ liệu bảng tuyến tính có dạng phương của mô hình nghiên cứu không bị ràng tổng quát như au: buộc, RSS2 là tổng phần ư nh phương của pp mô hình nghiên cứu bị ràng buộc bởi giả thuyết (kk )( ) GLGLMLIit,,,  i v itk i itk it (3) H 0 (mô (3) hình không có sự có m t của các biến kk 11 k tr MLI với γi h ng đồng nhất giữa các tỉnh). Trong đó, vit = αi + εi,t với εi,t là các số Nếu giả thuyết được chấp nhận, thì biến hạng sai số, GLi,t và MLIi,t là các biến dừng MLI không phải là nguyên nhân gây ra GL ở tương quan, t là thời gian, i là đại diện cho các tất cả các tỉnh và kiểm định nhân quả Granger k k tỉnh. Hệ số tự hồi quy γ và hệ số độ dốcβ sẽ kết thúc ở đây gược lại, nếu giả thuyết được giả định là h ng đổi theo các tỉnh và k HNC bị bác bỏ th tính đồng nhất của m u sẽ là số độ tr . tiếp tục được kiểm định ở ước (2). phương tr nh 3 , giả thiết H0 theo (2) Giả thuyết nhân quả đồng nhất ranger là M I h ng có tác động lên GL. (Homogeneous Causality- HC): Do vậy, nếu một ho c nhiều hơn một hệ số Giả thuyết này chỉ ra r ng có tồn tại mối ước lượng của biến tr M I tác động có ý quan hệ nhân quả giữa MLIi,t và GLi,t ở tất cả nghĩa thống l n th ch ng ta có cơ ở các tỉnh. Giả thuyết không và giả thuyết thay để bác bỏ H0 và kết luận r ng MLI có tác thế trong trường hợp này là: động nhân quả lên GL. H : k  [1, p] /()kk = , i [1, N], Holtz et al. (1985, 1988), Erdil & 0 i H : k [1, p],  (ij , ) [1, N] / ()kk Yetkiner (2009), Hsiao (1989), Weinhold 1 i (1996), Nair-Reichert & Weinhold (2001), Thống được sử dụng để kiểm định urlin 00 , 0 đã thực hiện kiểm định giả thuyết tr n và được tính theo công thức: nhân quả ranger đối với dữ liệu bảng với ()RSS / ( RSS 1) p N nhiều cách tiếp cận hác nhau Trong đó, cách F 31 (5) (5) hc RSS/[ N . T N (1 p ) p ] tiếp cận của Hurlin (2004, 2012) là cách tiếp 1 cận có phương pháp luận khá vững chắc và do RSS3 là tổng phần ư của mô hình nghiên đó ẽ được áp dụng trong nghiên cứu này với cứu bị ràng buộc bởi giả thuyết H0 (mô hình k k các ước kiểm định giả thuyết như au: có các giá trị βi đồng nhất giữa các tỉnh và γi (1) Giả thuyết phi nhân quả đồng nhất h ng đồng nhất giữa các tỉnh). Nếu kiểm (Homogeneous Non Causality- HNC): định này h ng có nghĩa thống kê, tức là giả Giả thuyết này chỉ ra r ng không tồn tại thuyết được chấp nhận thì có thể kết luận mối quan hệ nhân quả nào cho tất cả các tỉnh. MLI là nguyên nhân gây ra GL ở tất cả các Vì vậy, tất cả các hệ số độ dốc kết hợp với tỉnh. Còn nếu giả thuyết HC bị từ chối chứng biến MLIi,t được kiểm định sẽ b ng 0 cho tất tỏ không tồn tại mối quan hệ nhân quả cho tất cả các đơn vị i và độ tr k thông qua c p giả cả các đơn vị, hay nói cách khác, không có thuyết sau: nhân quả đồng nhất cho các tỉnh o đó, ước H : ()k =0, i [1, N],  k [1, p] tiếp theo trong nghiên cứu này là kiểm định 0 i giả thuyết phi nhân quả khác biệt. H : (ik , ) / ()k 0 1 i (3) Giả thuyết phi nhân quả khác biệt Thống được sử dụng để kiểm định (Heterogeneous Non Causality- HENC): giả thuyết tr n và được tính theo công thức: Kiểm định HENC cho phép tồn tại một số
6. 18 Phạm Thị Lý và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 chứ không phải tất cả các đơn vị riêng lẻ đều kinh tế lượng. Ngoài ra, kết quả kiểm định có mối quan hệ nhân quả giữa hai biến nghiên Granger rất nhạy cảm với việc lựa chọn các cứu. Vì vậy, mục đích của kiểm định này là để độ tr cho các biến. Nếu độ tr được chọn bé ác định những đơn vị nào có quan hệ nhân hơn độ tr thực sự, thì việc bỏ sót biến tr quả và những đơn vị nào không có quan hệ thích hợp có thể làm chệch kết quả gược nhân quả với c p giả thuyết sau: lại, nếu lớn hơn, th ố biến tr không thích ()k hợp sẽ làm cho các ước lượng không hiệu H0 : i  [1, N], k [1, p]/i =0 ()k quả. Theo Hurlin (2004), số thời gian (ti) cho H1 : i  [1, N], k [1, p]/0i mỗi đối tượng phải thỏa mãn: ti> 5+ 2k, với k Thống tương ứng là: là độ tr tối đa của biến trong mô hình. Ví dụ, ()RSS / RSS p nếu số thời gian của m h nh là th độ tr F i 2,1i (6) henc RSS/[ N . T N (1 2 p ) p ] của mỗi biến chỉ có thể là 1, 2, 3 ho c tối đa là 1 (6) 4. M t khác, việc tính toán độ tr tối ưu cũng RSS2,i là tổng nh phương phần ư của có thể được thực hiện thông qua tiêu chu n mô hình bị ràng buộc bởi giả thuyết không thông tin Akaike ho c Schwarz (AIC, SIC- k cho giá trị βi của tỉnh i. Nếu giả thuyết HENC Akaike or Schwarz information criterion) với được chấp nhận, chúng ta kết luận không có điều kiện giá trị độ tr được lựa chọn sao cho sự tồn tại mối quan hệ giữa GL và MLI cho tại đó I ho c SIC là nhỏ nhất. tỉnh i và ngược lại. Kiểm định nhân quả Granger phải được Nghiên cứu sử dụng chuỗi dữ liệu về cơ thực hiện sau khi kiểm tra tính dừng của chuỗi cấu GDP theo ba ngành lớn Nông - Lâm - (hiệp phương ai ừng) thông qua các kiểm Thủy sản, Công nghiệp - Xây dựng và Dịch định nghiệm đơn vị như ugmente ic ey – vụ và lao động đang làm việc hàng năm của Fuller (Maddala và Wu, 1999), Phillips – 35 tỉnh thành trên cả nước trong giai đoạn erron hoi, 00 cũng như tính ừng theo 1998 - 2013. Giá trị thực tính theo năm dữ liệu chéo được đề xuất bởi Levin, Lin và gốc 2010 và tất cả các số liệu này đều được Chu (LLC, 2002) ho c Im, Pesaran và Shin lấy từ Niên giám thống kê Việt Nam qua các I S, 003 để chắc chắn r ng chúng có năm các ố liệu thống kê của nhiều tỉnh mối quan hệ ổn định lâu dài với nhau. Theo thành trong thời kỳ nghiên cứu không thống Gujarati (2004, tr969), nếu các biến không nhất ho c h ng đầy đủ nên tác giả chỉ chọn dừng có mối tương quan với nhau thì mối ra 35 tỉnh thành có số liệu đầy đủ để tính toán. tương quan này là mối tương quan giả trong ng 1 M tả thống của ữ liệu nghi n cứu GDP (tỷ đồng) L (người) MLI GL Số quan át 560 560 525 525 Trung bình 27507,88 678779 2,73 3,01 ao nhất 609350 4089251 12,39 19,36 Thấp nhất 823,24 130275 0,03 -14,88 Ðộ lệch chu n 62238,9 532206 1,67 3,90 Skewness 5,86 3,42 1,79 0,38 Kurtosis 43,06 18,03 8,39 4,94
7. Phạm Thị Lý và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 19 4. Kết qu nghiên cứu Pesaran và Shin), ADF (Augmented Dickey K t qu ki đ nh nghi đ – Fuller) và PP (Phillips – Perron). Từ kết Kiểm định tính dừng cho chuỗi dữ liệu quả kiểm định ở Bảng 2 cho thấy hai biến bảng được thể hiện ở Bảng 1 với các kiểm MLI và GL là dừng ở bậc gốc, I(0) với mức ý định LLC (Levin, Lin và Chu), IPS (Im, nghĩa B ng 2 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho dữ liệu bảng Biến LLC IPS ADF PP -10.676 -6.706 166.011 289.300 MLI (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) -6.675 -9.637 224.932 558.527 GL (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả từ số liệu Niên giám thống kê Việt Nam Việc lựa chọn độ tr tối ưu ẽ được thực th ng tin như đã đề cập, m h nh đã tự hiện b ng cách ứng dụng mô hình vector tự động lựa chọn được độ tr tối ưu cho mô hình hồi quy (VAR) cho hai biến nghiên cứu với nghiên cứu là 3. độ tr tối đa là ựa trên các tiêu chu n K t qu ki đ nh nhân qu Granger B ng 3 Kết quả kiểm định giả thuyết phi nhân quả đồng nhất (HNC) Độ tr MLI GL GL MLI 1 9.64 0.44 2 4.92 5.23 3 1.00 0.73 Ghi chú: ký hiệu , và * thể hiện các mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%. Bảng 3 trình bày kết quả kiểm định giả mạnh mẽ ở hai độ tr và nhưng lại được thuyết phi nhân quả đồng nhất cho mối quan chấp nhận ở độ tr 3 Trường hợp ngược lại, hệ giữa hai biến nghiên cứu MLI và GL. Kết tăng trưởng việc làm là nguyên nhân d n đến quả cho thấy giả thuyết chuyển dịch cơ cấu chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế không bị ngành kinh tế không phải là nguyên nhân gây bác bỏ ở độ tr 1 và 3, mà chỉ bị bác bỏ ở độ ra tăng trưởng việc làm bị từ chối một cách tr 2. B ng 4 Kết quả kiểm định giả thuyết nhân quả đồng nhất (HC) Độ tr MLI GL GL MLI 1 46.13 0.04 2 28.21 0.30 3 18.73 1.18 Ghi chú: ký hiệu , và * thể hiện các mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%.
8. 20 Phạm Thị Lý và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 Sau khi giả thuyết HNC bị từ chối, kiểm nghiên cứu MLI và GL của các đơn vị chéo định giả thuyết nhân quả đồng nhất được trình (các tỉnh, thành phố o đó, ước tiếp theo bày ở Bảng 4. Kết quả cho thấy nhân quả theo của nghiên cứu là phải kiểm định nhân quả đối hướng tăng trưởng việc làm tác động đến với từng tỉnh ri ng iệt về ảnh hưởng của M I chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế không bị bác đến và ngược lại Trước hi tiến hành bỏ ở bất cứ độ tr nào, nhưng ết quả kiểm iểm định nhân quả ri ng iệt, iểm định tính định nhân quả theo hướng từ chuyển dịch cơ ừng cho từng chuỗi ữ liệu cấp tỉnh đã được cấu ngành kinh tế đến tăng trưởng việc làm thực hiện, ết quả là 0 chuỗi ữ liệu của hai đều có mức nghĩa thống kê 5% ở cả a độ tr iến và M I đều ừng ở ậc gốc với mức hác nhau Điều này hàm ý r ng có sự tồn tại nghĩa lớn nhất là 0 , đủ điều iện để có thể quan hệ nhân quả khác nhau giữa hai biến tiến hành iểm định al . B ng 5 Kết quả kiểm định giả thuyết phi nhân quả khác biệt (HENC) MLI GL GL MLI STT Đơn vị t-1 t-2 t-3 t-1 t-2 t-3 1 Bắc Ninh 0.96 0.21 0.34 3.65* 0.52 0.92 2 am Định 1.01 0.54 0.23 3.43* 3.58* 1.41 3 Ninh Bình 21.5 21.7 12.3 0.06 0.47 0.32 4 Hà Giang 7.04 4.83 2.92 0.03 0.05 0.08 5 Cao B ng 6.55 3.14* 3.31 0.92 1.00 4.21* 6 Lào Cai 0.23 0.46 1.01 0.04 0.05 2.66 7 Bắc Cạn 4.29* 1.86 0.98 0.03 0.23 0.26 8 Thái Nguyên 0.91 0.54 1.31 0.24 1.57 4.93* 9 Lạng Sơn 3.49* 1.16 0.94 0.50 0.09 0.95 10 Phú Thọ 1.09 0.60 0.87 0.01 0.76 1.21 11 Lai Châu 9.55 3.89* 2.69 1.17 0.03 0.19 12 Sơn a 0.12 0.20 2.30 5.92 3.65* 2.60 13 Thanh Hóa 1.60 1.22 0.85 4.93 1.64 0.66 14 à Tĩnh 28.5 9.30 3.79* 0.56 1.24 0.41 15 Quảng Bình 5.53 6.16 5.88 1.03 0.53 3.55* 16 Quảng Trị 8.25 3.78* 3.03 0.82 0.54 0.17 17 Thừa Thiên Huế 6.45 3.11* 2.00 1.50 0.34 0.43 18 Quảng Nam 0.54 0.11 0.70 0.06 0.21 0.64 19 B nh Định 2.80 1.06 1.23 1.82 2.35 0.83
9. Phạm Thị Lý và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 21 MLI GL GL MLI STT Đơn vị t-1 t-2 t-3 t-1 t-2 t-3 20 Phú Yên 19.9 5.22 2.43 6.63 0.87 1.00 21 Bình Thuận 12.0 4.42* 3.15 1.26 1.84 0.98 22 Kon Tum 0.01 0.08 0.14 0.58 0.12 1.94 23 Gia Lai 6.14 3.91 3.03 0.31 0.43 1.34 24 Dak Lak 0.01 0.32 0.74 2.24 11.3 4.23* 25 âm Đồng 0.00 31.8 15.5 0.16 0.21 2.04 26 TP.HCM 0.03 0.07 1.32 0.23 0.14 0.50 27 B nh hước 4.47* 2.25 1.56 0.46 0.09 0.18 28 B nh ương 1.34 2.65 2.15 4.17* 26.1 12.2 29 Bà Rịa-VT 2.18 0.66 2.63 1.12 0.48 0.24 30 Tiền Giang 0.85 1.74 11.7 2.32 3.66* 1.82 31 Bến Tre 2.77 1.44 2.08 2.03 5.15 2.03 32 Trà Vinh 6.55 5.38 6.34 1.32 1.28 2.07 33 An Giang 5.05* 1.41 1.66 0.23 2.39 2.14 34 Kiên Giang 6.06* 3.24* 2.82 0.14 0.37 2.01 35 Cần Thơ 0.00 0.02 0.30 0.25 7.02 4.69* Ghi chú: ký hiệu , và * thể hiện các mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%. Kết quả kiểm định al đối với từng tỉnh thấy không có nhân quả qua lại giữa hai biến thành ri ng iệt cho thấy có 18 trong số 35 tỉnh MLI và GL. Tuy nhiên, kiểm định Granger chỉ thể hiện sự ủng hộ mạnh mẽ quan hệ nhân quả cho phép ác định có hay không có mối quan của chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế đến tăng hệ nhân quả giữa hai biến, chứ h ng đo lường trưởng việc làm ở các độ tr 1, 2 và 3; 10 tỉnh được mức độ ảnh hưởng của chuyển dịch cơ ủng hộ mối quan hệ ngược lại, tức là tăng cấu đến việc làm. Do vậy, nghiên cứu đã trưởng việc làm có ảnh hưởng đến chuyển dịch thực hiện một ước phân tích hồi quy tiếp theo cơ cấu ngành kinh tế, nhưng mối quan hệ theo cho phương tr nh 3 , ứng ụng m h nh , chiều này còn yếu bởi mức nghĩa thống kê với độ tr tối ưu là 3 như đã ác định ở tr n trong kiểm định không cao; 7 tỉnh còn lại cho ết quả có được như au: GL = 0,04GL(-1) + 0,18GL(-2) + 0,11GL(-3) + 0,97MLI(-1) – 0,25MLI(-2) – 0,09MLI(-3) (t) (0,87) (4,15) (2,85) (10,50) (-2,38) (-0,86) (p) 0,38 0,00 0,00 0,00 0,01 0,39 R2 điều chỉnh = 0, thống = , Kết quả hồi quy cho thấy tăng trưởng với tăng trưởng việc làm ở các độ tr thời việc làm ở hiện tại có tương quan t lệ thuận gian. Cụ thể, nếu lao động có việc làm tăng
10. 22 Phạm Thị Lý và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 lên 1% ở năm thứ t th a năm li n tiếp au đoạn thời gian 1998 - 2013, kết quả nghiên đó, con ố này ẽ tăng ở các mức 0,0 ; cứu đã cho thấy có mối quan hệ thực sự giữa 0, và 0, Tương tự, cơ cấu cũng chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế và việc làm có tác động thuận chiều đến tăng trưởng việc theo hướng chuyển dịch cơ cấu ngành ở độ tr làm ở độ tr thời gian là và ngược chiều ở 1 và 2 có ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng hai năm ế tiếp, nghĩa là hi cơ cấu ngành việc làm. Xuất phát từ kết quả nghiên cứu inh tế ịch chuyển th ở năm tiếp theo, tr n, để khuyến hích tăng trưởng việc làm việc làm ẽ tăng trưởng 0, , nhưng năm trong quá trình chuyển dịch cơ cấu kinh tế, thứ hai lại giảm 0, Trong phương tr nh các nhà quản lý kinh tế cần quan tâm đến một hồi quy tr n, giá trị ở năm thứ nhất và giá số vấn đề chủ yếu sau: trị M I ở năm thứ a h ng đạt mức nghĩa Một là, nghiên cứu đã chỉ ra r ng, một thống 0 goài ra, hệ ố 2 điều chỉnh hi cơ cấu ngành kinh tế dịch chuyển, sẽ kéo còn cho thấy độ tr của hai iến và M I theo việc làm được tạo ra nhiều hơn, o đó đã giải thích được ự iến thi n của tăng giải pháp tạo ra nhiều việc làm có chất lượng trưởng việc làm, t lệ này tuy nhỏ nhưng hoàn hơn trong nền kinh tế cũng phải nên bắt đầu toàn ph hợp với cơ ở l thuyết đề uất và cả từ giải pháp chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế thực ti n, v ngoài chuyển ịch cơ cấu ngành một cách hiệu quả. Nhìn nhận lại quá trình inh tế, việc làm còn ị tác động ởi nhiều chuyển dịch cơ cấu ngành trong nền kinh tế yếu tố hác trong nền inh tế như tr nh độ lao thời gian qua, đ c biệt là ngành công nghiệp động, vốn đầu tư, năng uất các nhân tố tổng chế biến chế tạo chưa thực sự có sự chuyển hợp o đó có thể kết luận có tồn tại mối mình một cách mạnh mẽ, các sản ph m công quan hệ giữa chuyển dịch cơ cấu ngành kinh nghiệp xuất kh u v n chủ yếu là sản ph m tế và việc làm theo hướng chuyển dịch cơ cấu mới qua hâu ơ chế ho c gia công, việc đầu ngành có thể th c đ y tạo ra nhiều việc làm tư vào những khâu có giá trị gia tăng cao hơn hơn cho nền kinh tế. ường như chưa được chú trọng đ ng mức, 5. Kết luận và gợi ý chính sách trong hi đây chính ngành giải quyết được Chuyển dịch cơ cấu ngành kinh tế và việc việc làm và nâng cao đời sống cho phần lớn làm là hai vấn đề trung tâm của một nền kinh người dân Việt Nam. Vì vậy, việc tiếp tục tái tế trong giai đoạn tiến hành công nghiệp hóa, cơ cấu các ngành, nghề, sản ph m của từng hiện đại hóa như iệt Nam hiện nay. Với địa phương và toàn ộ nền kinh tế theo hướng nhận định cơ cấu kinh tế thay đổi sẽ có tác tập trung vào các ngành công nghiệp chế biến động mạnh đến số lượng và chất lượng lao chế tạo, nhất là các sản ph m xuất kh u nh m động, hi cơ cấu ngành kinh tế chuyển dịch phát huy năng lực sẵn có của quốc gia như cho phù hợp với sự phát triển của thế giới thì nông sản và các m t hàng gia dụng) nên là lựa thị trường lao động cũng iến động theo để chọn đầu ti n trong chính ách ưu ti n chuyển đáp ứng cho nhu cầu của nền kinh tế, o đó dịch cơ cấu ngành kinh tế. M t hác, để quá việc xem xét mối quan hệ giữa hai yếu tố này trình chuyển dịch cơ cấu phù hợp với xu cũng chính là đi t m phương án tối ưu để vừa hướng phát triển của thế giới, Việt am cũng giải quyết được nhiều việc làm hơn cho người cần xây dựng mục tiêu chuyển dịch theo lao động, vừa th c đ y quá trình chuyển dịch hướng nâng cao tr nh độ phát triển, nâng cao cơ cấu ngành kinh tế một cách hiệu quả, phù năng uất lao động và chất lượng cuộc sống hợp với công cuộc công nghiệp hóa, hiện đại của người dân. hóa đất nước. B ng việc sử dụng phương pháp Hai là, với t trọng lực lượng lao động kiểm định nhân quả Granger theo dữ liệu bảng nông nghiệp năm 0 chiếm hơn tr n với 35 tỉnh thành phố ở Việt Nam vào giai tổng lao động đang làm việc trong nền kinh tế
11. Phạm Thị Lý và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 23 (Tổng cục thống kê Việt Nam, 2015), thì Việt chính phủ đều đóng vai trò v c ng quan am n n quan tâm hơn nữa ở khu vực nông trọng. Vai trò của chính phủ thể hiện ở việc th n th ng qua thu h t đầu tư vào các ngành hỗ trợ sự phát triển của doanh nghiệp b ng công nghiệp sử dụng nhiều lao động về địa bàn cách xây dựng hệ thống thông tin kinh tế n ng th n để góp phần chuyển dịch nhanh cơ hoàn hảo, d tiếp cận; thiết kế hệ thống cơ cấu lao động Để làm được điều này, Việt Nam chế chính ách theo hướng tôn vinh, khuyến cần thay đổi cơ cấu đầu tư theo hướng ưu ti n khích doanh nghiệp đầu tư ài hạn; bảo vệ phát triển công nghiệp phục vụ nông nghiệp quyền sở hữu trí tuệ và tạo sự nh đẳng n ng th n, đ c biệt là công nghiệp sản xuất trong tiếp cận các yếu tố sản xuất của các thiết bị, máy móc phục vụ sản xuất và thu ngành cũng như các thành phần kinh tế. hoạch nông sản, công nghiệp bảo quản sau thu Ngược lại, nhiệm vụ của doanh nghiệp là tận hoạch, công nghiệp chế biến nông sản thực dụng sự hỗ trợ của chính phủ để phát huy ph m với tr nh độ công nghệ cao Đồng thời, hiệu quả công việc; cải tiến năng lực tổ chức để đáp ứng được nhu cầu nhân lực chất lượng sản xuất, đổi mới công nghệ để nâng cao cao phục vụ cho các ngành công nghiệp hiện năng uất lao động, mở rộng quy mô sản đại, Việt Nam nên tập trung vào việc đổi mới xuất, từ đó góp phần tạo thêm nhiều việc làm nhanh chóng hệ thống giáo dục, đ c biệt là cho nền kinh tế. giáo dục bậc đại học theo hướng phát triển Tóm lại, phương pháp iểm định nhân năng lực tư uy và năng lực sáng tạo. quả ranger đã chứng minh được phần nào Ba là, để việc làm được tạo ra nhiều hơn mối quan hệ giữa chuyển dịch cơ cấu ngành trong nền kinh tế, chính phủ cần phải có chính kinh tế và việc làm ở Việt Nam. Tuy nhiên, do sách giải quyết và hỗ trợ việc làm hiệu quả có hó hăn trong việc thu thập dữ liệu về hơn, trong đó n n tập trung vào việc hoàn việc làm và cơ cấu GDP của từng tỉnh trong thiện và phát triển các khu công nghiệp chú giai đoạn 1998 - 2013, nên kết quả nghiên cứu trọng đến các ngành sản xuất quy mô nhỏ sử chỉ em ét được 35/64 tỉnh thành phố của dụng công nghệ sản xuất thâm dụng lao động, Việt am, o đó việc phân tích quan hệ nhân xây dựng kết cấu hạ tầng để thu hút các nhà quả của hai yếu tố trên còn phần hạn chế. M t đầu tư ỏ vốn kinh doanh các ngành dịch vụ khác, trong phân tích chuyển dịch cơ cấu sử dụng nhiều lao động giản đơn, đồng thời kinh tế, nghiên cứu mới chỉ đề cập đến khía khuyến khích phát triển mô hình kinh tế tư cạnh cơ cấu ngành chứ chưa em ét đến cơ nhân, kinh tế trang trại o người nông dân tự cấu v ng hay cơ cấu hàng hóa Đây là những làm chủ. hạn chế của nghiên cứu mà tác giả cần tiếp tục Cuối c ng, để thực hiện được những giải bổ sung, củng cố để kiểm chứng kết quả này ở pháp đã đề ra như tr n, cả doanh nghiệp l n các nghiên cứu tiếp theo Tài liệu tham kh o Ark, B. V. (1995). Sectoral growth accounting and structural change in postwar Europe. Research Mem, GD-23, Groningen Growth and Development Centre, University of Groningen. henery, , Syrquin, M Typical attern of Tran formation , in henery, , o in on, S. & Syrquin, M. (eds). Industrialization and Growth, A World Bank Research Publication, New York: Oxford University Press. Dietrich, A. (2009). Does growth cause structural change, or is it the other way round?: A dynamic panel data analyses for seven OECD countries. Jena economic research papers, 34(2009). Retrieved from
12. 24 Phạm Thị Lý và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 56(5), 13-24 Đinh Phi Hổ n h n h inh n nh h i n inh h n n 282, 2-14. Erdil & Yetkiner (2004). A Panel Data Approach for Income-Health Causality. FNU-47. Fagerberg, J. (2000). Technological progress, structural change and productivity growth in manufacturing: A comparative study. Structural Change and Economic Dynamics, 11, 393- 411. Fisher, A. (1935). The clash of progress and security. London: MacMillan & Co. Ltd. Granger, C. W. J. (1969). Investigating causal relations by econometric models and cross-spectral methods. Econometrica, 3, 424-438. Groshen, E. L., & Potter, S. (2003). Has structural change contributed to a jobless recovery? Current Issues in Economics and Finance, 9(8). Retrieved from www.newyorkfed.org.rmaghome/curr_iss. Gujarati, D. N. (2004). Basic Econometrics, fourth edition. The McGraw-Hill Companies. Holtz et al. (1985). Implementing causality tests with panel data, with an example from local public finance. Technical Working Paper, 48. Retrieved from Holtz et al. (1988). Estimating vector autoregressions with panel data. Econometrica, 56, 1371-1395. Hsiao (1989). Modeling Ontario regional electricity system demand using a mixed fixed and random coefficients approach. Regional Science and Urban Economics, 19, 565-87. Hurlin, C., & Venet, B. (2001). Granger causality tests in panel data models with fixed coefficients. Mimeo, University Paris IX. Hurlin, C. (2004). Testing Granger causality in heterogeneous panel data models with fixed coefficients. Mimeo, University Paris IX. Hurlin, C., & Dumitrescu, E. I. (2012). Testing for Granger non causality in heterogeneous panels. Economic Modelling, 29(4),1450-1460. Jorgenson, D. W. (1961, June). The development of a dual economy. Economic Journal, 309- 334, Lewis, W. A. (1954). Economic development with unlimited supplies of labour. The Manchester School, 22(2), 139-191 Moore, J. H. 978 “A me e of h n e in o ” The Review of Income and Wealth, 24(1), 105-118. Nair-Reichert & Weinhold (2001). Causality tests for cross-country panels: A new look at FDI and economic growth in developing countries. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 63, 153-171. Nguyễn Th Cành (2001). Thị ườ g lao động Thành phố Hồ Chí Minh trong quá trình chuy đổi nền kinh t và k t quả đ ều tra doanh nghiệp về nhu cầu lao động. NXB Th n H i Nguyễn Th Đôn & Phạm Th 7 o i n i m heo h n h n nh inh i Nam. ộ , 56 – 61. Ricardo, D. (2002). Những nguyên lý kinh t chính trị học và thu khóa. NXB Chính tr Qu c gia, HN. Stoikov, V. (1966). Some determinants of the level of frictional unemployment: A comparative study. International Labour Review, 93, 530-549. S q in M “ zne n P ine i on he of n fo m ion: e e he w in h mee ?” Structural change and Economic dynamics, 21(4), 248-257. Timmer, M., & Szirmai, A. (2000). Productivity growth in Asian manufacturing: The structural bonus hypothesis examined. Structural Change and Economic Dynamics, 371-392. Tổng cục th ng kê Vi m i n i m h n h n n m gso.gov.vn. Weinhold (1996). Investment, growth and causality testing in panels. Economie et Prevision, 126, 163-175.